西北地區城市化進程對產業結構演變的驅動效應研究

馬子量

摘要 基于2005-2012年西北地區51個市（州/地）的面板數據，利用相關指標測度了西北地區城市化進程對產業結構演變的驅動效應，在對其時空演化基本趨勢把握的基礎之上，利用空間自相關檢驗及空間計量方法對其空間相關性和時空驅動路徑進行了分析。研究結果顯示：①西北地區城市化進程對產業結構演變的驅動效應整體程度較低，但大部分市（州/地）存在逐步增強趨勢，城市化進程對產業結構演變的驅動效應日益凸顯；②西北地區城市化進程對產業結構演變的驅動效應存在塊狀聯接分布，且城市密集區的驅動效應增長較城市稀疏區更為明顯，空間自相關檢驗顯示西北地區城市化進程對產業結構演變的驅動效應空間相似值集聚，且低值集聚強于高值集聚，同時驅動效應的空間正向相關性呈下降趨勢；③西北地區城市化進程中的經濟發展水平、區域開發強度、區域開放程度以及產業集聚等因素對產業結構的演變具有一定的驅動效應，但西北地區經濟發展水平低、財政支付能力弱、外向型程度不高和產業集聚水平低的現實，在很大程度上制約了驅動效應的強度；④本地城市化進程中的多重因素在不斷驅動自身產業結構演變的同時，還存在驅動效應的空間交互影響，經濟發展水平的空間溢出對產業結構演變有著最為強烈的正向驅動，但區域開發強度、區域開放程度以及產業集聚存在的空間競爭效應又在很大程度上弱化了這一驅動效應。未來在通過加速城市化綜合進程進一步推動西北地區產業結構高級化的基礎上，還需加強西北地區城際間的協調聯動發展。

關鍵詞 城市化進程；產業結構演變；驅動效應；空間計量；西北地區

中圖分類號 F061.5 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2016）11-0037-08

doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.11.005

產業結構演變受到經濟、社會以及科技水平等多方面的影響，從發達國家的發展經驗來看，新興產業浪潮的出現是經濟社會綜合發展的產物，而城市化進程作為推動經濟社會發展的重要動力，其勢必對產業結構演變產生較大的影響。在城市化業已成為國家主要發展戰略的背景下，西北地區作為產業發展滯后的區域，如何通過城市化進程有效推動其產業結構高級化演變，進而促進西北地區區域經濟的進一步發展具有重要現實意義。

1 文獻綜述

城市化進程對產業結構演變影響的相關研究一直以來得到了學術界的廣泛關注。Henderson認為城市化進程中的人口集聚，可以提高二、三產業間的信息交流效率，從而推動產業發展和產業結構演變[1]；Carter通過研究發現城市由于其規模性為各種創新活動提供了平臺，成為創新集聚的高發地，一方面通過創新不斷提升產業發展的能力，另一方面通過中心城市為紐帶的創新外溢，可以促使產業在低等級城市中轉移，促進這些城市的產業結構演變[2]；Dumais則認為城市中的知識外溢深化了產業分工，催生出更多的新企業，而這些新企業在很大程度上引致了產業結構演變[3]。國內學者也通過各種視角對其進行了深入的研究，張魁偉、武春友等通過研究后發現產業結構演變與城市化進程是相伴生的，產業結構演變對于城市化有著重要推動作用，同時城市作為產業發展的載體，通過要素供給和市場需求對產業發展有著重要影響[4-5]；陳昌兵等的研究認為城市化進程通過集聚效應對于二、三產業競爭力起到了正向促進，同時集聚所產生的擁擠成本導致產業成本提升，促使落后產業革新或轉移，促進了產業結構演變[6]；韓峰和李玉雙通過研究發現城市化進程對產業結構演變具有正向沖擊，城市化進程能夠促使產業結構優化升級[7]；李鐵立和李誠固將城市化進程對產業結構演變的推動效應總結為支撐效應、拉動效應和載體效應，認為城市化進程通過綜合性的影響引發了產業結構的演變[8]。上述研究均表明城市化進程對產業結構演變有著直接的影響，首先，城市化進程的深入意味著城市人口規模擴張，引致城市中其他經濟要素的規模同步增長，為城市中經濟活動分工的細化和深化提供了要素支撐，帶來產業增長的結構性變化；其次，城市化進程中人口規模的擴張帶來了市場需求多元化增長，催生了新業態的出現，新興產業的出現將帶來產業結構的高級化演變；第三，城市化進程的深入促成城市基礎設施水平不斷得以提高，作為產業活動重要載體的城市，其功能效應的完善為產業結構演變提供了更多有利條件；最后，伴隨著城市化進程的深入，城市中各類經濟要素集聚水平的不斷提高，集聚效應的外部性日益凸顯，隨著知識要素的外溢和擁擠成本的負向激勵，促成產業結構的合理化演變。

上述研究中關于城市化進程對產業結構演變的影響已經達成了共識，但是缺乏關于城市化進程對產業結構演變驅動效應的測算判斷及其驅動路徑的具體分析。本文在利用相關指數測度西北地區城市化進程對產業結構演變驅動效應的基礎上，對其空間相關性以及時空驅動因素進行了空間計量分析，對如何通過城市化進程進一步推動西北地區產業結構高級化演變提供了相關實證借鑒。

2 西北地區城市化進程對產業結構演變驅動效應的時空演化

2.1 西北地區城市化進程對產業結構演變的驅動效應呈加深趨勢

城市進程對產業結構演變驅動效應的測算借鑒了劉艷軍等提出的產業結構演變的城市化響應系數來反映[9]，其用于反映區域城市化對產業結構演變的影響程度，具體計算公式如下：

R=PuP/IS2，3IS（1）

式中，R代表區域城市化進程對產業結構演變的驅動效應，Pu代表區域城市人口，P代表區域總人口，IS2，3代表區域二、三產業產值之和，IS代表區域三次產業總產值，R反映了區域城市人口比重與城市產業比重之比。R值越大，說明城市化進程處于加速階段，而此時區域中包含人口在內的經濟要素不斷向城市集聚，帶來了規模和集聚經濟，將極大提高城市產業的比較成本收益，從而對產業結構演變的驅動力不斷增強；R值越小，說明城市化進程的緩慢推進將使得經濟要素集聚發生變得遲緩，城市的規模和集聚經濟效應難以得到有效發揮，從而對產業結構演變的驅動力不斷減弱。

利用公式1對2005—2012年西北地區51個市（州/地）城市化進程對產業結構演變的驅動效應進行了測算，其中城市化率采用常住人口占總人口的比重來反映，相關數據中陜西、甘肅和青海的人口數據來源于各省區統計年鑒（2006—2013年），新疆除去2010年后其余各年間人口數據來源于《新疆統計年鑒》，2010年缺失的人口數據由《新疆維吾爾自治區2010年人口普查資料》補充，鑒于歷年《寧夏統計年鑒》并未對分地區人口數據進行統計，其人口數據來源于《中國城市統計年鑒（2006—2013年）》，二、三產業結構比重根據五省區統計年鑒（2006—2013年）相關數據計算所得。如表1所示，2005和2012年西北地區51個市（州/地）的R值均較小，說明城市的規模及集聚經濟效應沒有得到有效發揮，整體城市化進程對于產業結構演變的推動力是較弱的，但是從2005—2012年的動態變化來看，西北地區大部分市（州/地）的R值均有所上升。

進一步對2005—2012年西北地區51個市（州/地）城市化進程對產業結構演變驅動效應（R值）的均值、極差、標準差及變異系數進行了分析，如圖1所示，2005—2012年西北地區R均值由0.393 2上升至0.465 6，說明伴隨著城市化進程的加速，其對產業結構演變的驅動力是逐年增強的，2015—2012年西北地區R值極差及標準差均出現了一定程度的下降，前者由0.841 6下降至0.799 1，后者由0.202 9下降至0.192 6，說明西北地區51個市（州/地）的驅動效應絕對強度出現了明顯收斂，同時2005—2012年西北地區R值變異系數由0.515 9下降至0.413 7，說明西北地區51個市（州/地）的驅動效應相對強度也出現了明顯收斂。整體上來看，2005—2012年西北地區51個市（州/地）城市化進程對產業結構演變驅動效應呈現上升趨勢，同時各市（州/地）間驅動效應的差異逐漸縮小。

2.2 西北地區城市化進程對產業結構演變的驅動效應存在空間相關性在對西北地區城市化進程對產業結構演變驅動效應時間趨勢把握的基礎上對其空間演變進行了分析，如圖2所示，西北地區城市化進程對產業結構演變的驅動效應存在著空間聯接的塊狀分布特征，即響應程度相似的地區分布有集中的現象，同時通過表1也可發現，城市化進程對產業結構演變的驅動效應增長較為緩慢或略呈下降趨勢的市（州/地）多集中于新疆和青海等城際距離較大的區域，說明城市密集區中城市化進程對產業結構演變的驅動效應增長較新城市稀疏區更為明顯，這是由于城市化進程對產業結構演變的驅動很大程度依賴于經濟要素的空間流動，同時驅動效應的發揮依托于集聚效應和外溢效應，勢必在空間中相鄰或相近的區域產生相互影響，且驅動效應的發揮在一定程度上受到了空間距離的影響，那么可以初步判斷城市化進程對產業結構演變的影響程度存在著空間相關性。

對經濟現象的空間相關性可通過空間自相關檢驗進行驗證，利用莫蘭指數（Morans I）對2005—2012年西北地區51個市（州/地）的R值進行了空間自相關檢驗，檢驗結果如表2所示，2005—2012年西北地區51個市（州/地）R值的Morans I均在1%的水平下顯著，同時Morans I指數為正說明各地區城市化進程對產業結構演變的驅動效應在空間上有著相似值集聚分布的特征，說明存在空間相關性，但是全局Morans I指數無法反映其是以高值集聚或低值集聚為主，需通過局部Morans I指數來檢驗。

在對全局空間相關性估計的基礎上，對2005和2012年西北51個市（州/地）R值的局部Morans I指數進行了計算，并將計算結果繪制到局部空間自相關分析（LISA）圖中。如圖3所示，圖中橫軸反映了空間單元自身觀測值，縱軸反映了周邊空間單元加權值，從圖中可以看到，2005和2012年西北地區51個市（州/地）中大部分Morans I散點位于一、三象限，則其全局相關性為正，而第三象限的散點數始終多于第一象限，說明低值集聚強于高值集聚，同時可以看到2005—2012年，部分位于一、三象限的散點逐漸向二、四象限轉移，導致全局空間正相關性不斷下降，Morans I指數在不斷下降。

3 西北地區城市化進程對產業結構演變驅動效應的空間計量模型構建

在存在空間相關性的情況下，以區域內部封閉視角進行研究是不足的，需要加入空間交互影響對其進行分析，利用空間計量方法進行研究更為適宜，采用空間杜賓模型（SDM）對西北地區城市化進程對產業結構演變的驅動效應進行了分析。以2005—2012年西北地區城市化進程對產業結構演變的驅動效應作為研究對象，將西北51個市（州/地）的R值作為被解釋變量，同時設定以下變量為時空驅動路徑：

（1）經濟發展水平（GDP）。經濟發展水平是決定城市化進程和產業結構演變的決定性因素，同時二者也對經濟發展起到了推動作用，三者間存在著交互影響。以人均GDP（單位：萬元/人）反映地區經濟發展水平。

（2）地區開發強度（FI）。城市化進程意味著包含著人口在內的經濟要素在城市集中，而經濟要素的集聚是否能引致產業結構演變，很大程度上取決于城市承載環境，通過地區開發可以提升改善城市承載環境，進而提升產業結構演變能力。以人均固定資投資額度（單位：萬元/人）反映各地區開發強度。

（3）地區開放程度（OPEN）。產業結構演變不僅依賴于區域內部要素集聚和經濟發展，同時還要依靠區域外部的資金、技術及市場，依托外部資源有效地對產業結構演變進行推動取決于區域自身的開放程度。以人均進出口額度（單位：萬美元/人）反映各地區開放程度。

（4）產業集聚水平（IA）。產業集聚對產業結構演變有著重要的影響，城市化進程中的經濟要素集聚在一定程度上為產業集聚提供了條件，產業集聚滿足了產業結構演變的要素需求，同時要素集聚帶來的經濟外部性對產業結構演變起到了進一步的推動作用。以各地區產業規模集聚指數（Gi）反映地區產業集聚水平。其計算公式如下：

Gi為i地區產業規模集聚指數，上式中xj為空間上j地區的觀測值，其中i≠j。W是定義的空間權重矩陣。

則構建SDM模型如下：

為了完整體現各地區間的空間交互效應，空間權重矩陣未采用常用的空間鄰接權重矩陣，而采用空間反距離權重矩陣，其形式為：

其中dij為西北各地區間距離，是以地區質心經緯度確定的空間距離，單位為公里數。在空間自相關檢驗中亦采用空間反距離權重矩陣，在空間計量分析中首先以行標準化的方式對空間反距離權重矩陣進行處理，即每行相加為1。

以西北地區51個市（州/地）作為地理單元進行了分析，研究時期為2005—2012年，除寧夏相關數據來源于《中國城市統計年鑒（2006—2013）》，其余四省區的相關數據均來源于2006—2012年各省區統計年鑒，新疆喀什地區2008年以前的缺失數據利用插值法進行了補充。

4 西北地區城市化進程對產業結構演變驅動效應的空間計量分析

4.1 非空間面板模型OLS估計

在空間自相關性檢驗的基礎之上，采用非空間面板模型進行了西北地區城市化進程對產業結構演變驅動效應的OLS估計，利用模型估計的殘差序列進行空間自相關檢驗，以便對SDM模型的準確運用進一步進行檢驗。OLS估計結果如表3所示，模型整體擬合度較高，各變量的顯著性也較強，但是模型估計的DW值偏離值較大，說明殘差存在序列相關性，進一步對殘差進行MoranI空間自相關檢驗發現存在顯著的空間自相關性，說明非空間傳統面板模型估計存在不足，利用LM檢驗及Robust LM檢驗對模型OLS估計殘差進行空間滯后和空間誤差檢驗后發現二者顯著性均較明顯，說明模型兼具因變量和自變量的空間自相關性，說明利用SDM模型進行分析是適宜的。

4.2 空間杜賓面板模型估計

由于SDM模型存在空間滯后項，利用OLS估計是有偏的，所以采用ML方法估計SDM模型。首先對模型的隨機效應進行了檢驗，Hausman檢驗結果顯示拒絕原假設，所以利用空間和時間雙向固定效應SDM模型進行分析。模型估計結果如表4所示，SDM模型的擬合度優于非空間傳統面板模型，極大似然值得到了明顯的提升，進一步對于SDM模型是否能簡化為空間滯后模型（SLM）或空間誤差模型（SEM）進行了檢驗，Wald檢驗和LR檢驗均在1%的顯著性下拒絕原假設，同時LR檢驗表明時空固定效應顯著，則應采用雙向固定效應SDM模型。根據雙向固定效應的SDM模型估計結果，西北地區城市化進程對產業結構演變的驅動效應存在顯著的空間依賴性，其系數為0.261 1，則說明周邊地區R值提高1%，會導致該地區R值會提高0.261 1，西北地區城市化進程對產業結構演變的驅動效應存在明顯的空間溢出，這與之前的空間自相關性檢驗結果是相符的。

4.3 空間效應分解

在SDM模型估計基礎之上，通過偏微分方程分解了西北地區城市化進程對產業結構演變的空間效應。結果如表5所示，各自變量對因變量的整體影響用總體效應衡量，總體效應可分解為直接效應和間接效應，其中直接效應表示地區自身變量變化對因變量的影響，間接效應表示其他地區自變量變化對地區因變量的影響。直接效應又可分為兩種影響路徑，一種是地區自變量變化對其因變量的直接影響，可以SDM模型中各動力因素的系數進行估計，另一種是地區自變量變化對其他地區因變量造成影響，進而又對地區自身因變量產生的空間回饋效應。間接效應也可以分為兩種影響路徑，其一是其他地區自變量發生變化直接對地區因變量產生影響，另一種是其他地區自變量發生變化首先使其自身因變量產生變動，進而對本地區因變量產生影響。在空間交互過程中，空間回饋效應的影響程度相對于間接效應較微弱，所以總體的交互效應基本以間接效應的形式在空間得以體現。

4.4 西北地區城市化進程對產業結構演變驅動效應的時空路徑解析

根據西北地區城市化進程對產業結構演變驅動效應的空間自相關檢驗，可以發現存在明顯的空間效應，基于空間杜賓模型進一步驗證了空間效應的存在，并以空間視角對各變量的直接效應和間接效應進行了分解。經濟發展水平在很大程度上決定了西北地區城市化進程對產業結構演變的驅動力度，其總體效應為0.230 5，說明經濟發展水平對于城市化進程及產業結構演變起到了支配性的作用，其中直接效應和間接效應均為正值且顯著，同時間接效應高于直接效應，則說明經濟發展的空間溢出對驅動效應的影響是最為強烈的，城市化進程對產業結構演變的驅動效應不僅取決于地區自身的經濟發展水平，更大程度上由周邊地區的經濟發展水平所決定，同時這也解釋了城市稀疏區驅動效應增長慢于城市密集區的現象，城市稀疏區城際間距離較大，經濟要素流動的頻率和幅度將會下降，經濟發展的外溢效應程度較低，導致城市稀疏區城市化進程對產業結構演變的驅動效應較弱；地區開發強度的影響強度是最弱的，其總體效應僅為0.013 3，這與西北地區經濟不發達和財政投入能力較低而直接導致區域整體開發強度不高的現狀是相符的，從效應分解來看，其直接效應較低而間接效應為負，說明各地區本身開發程度較低的情況下還存在開發強度差異所引發的區際經濟外溢，直接導致了這一因素的影響程度較弱；地區開放程度在一定程度上有所影響，其總體效應為0.055 5，其中正向直接效應被負向間接效應所沖減，說明伴隨地區開放程度的提高，地區間分工的深化導致要素流動和市場擴容，促進了產業結構演變，但是伴隨整體區域開放程度的增強，經濟要素存在著向周邊開放程度更高地區的流出，在一定程度上阻滯了城市化進程對產業結構高級化演變的推動；產業集聚程度提升的影響強度僅次于經濟發展水平，其總體效應為0.204 1，其中直接效應是最強的，說明伴隨著產業集聚產業發展的外部性不斷得以增強，使得城市化進程中要素集聚更為有效地推動了產業結構演變，但是整體區域的產業集聚意味著本地區部分產業會轉移至其他地區，影響了其產業結構演變速度，存在著一定的負向間接效應，減弱了總體驅動效應。

5 結論及建議

研究利用產業結構演變的城市化響應系數分析了西北地區城市化水平提升對產業結構的影響，發現2005—2012年西北51個市（州/地）的R值均小于1，城市化水平提升對產業結構演變雖具驅動效應，但影響程度較低，同時利用空間自相關檢驗發現其存在空間相關性，且驅動效應增長明顯的市（州/地）主要集中在城市密集區。空間計量結果顯示伴隨著本地區經濟發展水平、區域開發強度、區域開放程度和地區產業集聚水平等因素的日益增長，城市化進程對產業結構演變的驅動效應逐漸增強，但是由于西北地區經濟發展水平低、財政支付能力弱和對外較為封閉的現實，造成城市化進程對產業結構演變影響力整體上不強。同時，經濟發展水平的空間外溢是的驅動效應的決定性因素，鄰近地區的經濟發展引致地區城市化進程對產業結構演變驅動效應的增長是最為強烈的，這也直接導致了城市密集區城市化進程對產業結構演變的驅動效應增長明顯，而區域開發強度、區域開放程度和地區產業集聚水平等因素存在空間競爭效應，導致各地區在城市化進程中對鄰近地區經濟要素有著剝離吸聚現象，進一步削弱了城市化發展對產業結構演變的驅動效應。

未來應依托西北地區加速深化的城市化綜合進程，不斷推動西北地區產業結構的高級化演進。首先，利用城市化進程帶來的人口及其他經濟要素集聚，實現二、三產業的資源投入的合理配置，提升產業生產效率，并依托城市人口增長帶來的市場規模擴張，以市場需求為導向，不斷深化二、三產業分工，擴大二、三產業規模，同時在城市經濟活動日益頻繁的同時，逐步完善和規范市場體制和機制，提升經濟主體的積極性，通過制度保障不斷完善不斷推動西北地區產業和經濟的發展；其次，依托制造業集聚優勢與科技教育資源集聚優勢區域，利用集聚效應推動區域制造業進一步發展，以產學研結合為手段促進區域生產性服務業不斷擴張，并以這些區域為極點，通過產業轉移和科技外溢等途徑不斷推動西北產業結構進一步高級化演進，通過合理的城市規劃和產業規劃，合理布局城市產業類型，利用城市化綜合進程促進區內產業聯動發展。

（編輯：尹建中）

參考文獻（References）

[1]HENDERSON J V. The effects of urban concentration on economic growth[R]. Cambridge， MA： National Bureau of Economic Research， 2000.

[2]CARTER R A. Innovation in urban systems： the interrelationships between urban and national economic development[J]. The annals of regional science， 1988， 22（3）： 66-79.

[3]DUMAIS G， ELLISON G， GLAESER E L. Geographic concentration as a dynamic process[J]. Review of economics and statistics， 2002， 84（2）： 193-204.

[4]張魁偉. 產業結構與城市化、區域經濟的協調發展[J]. 經濟學家， 2004 （4）： 9-14.[ZHANG Kuiwei. Harmonious development of industry structure， urbanization and regional economy[J]. Economist， 2004 （4）： 9-14.]

[5]武春友， 梁瀟， 房士吉. 城市化對產業結構演進的作用機理研究——基于中國省際面板數據的實證[J]. 中國軟科學， 2010 （S2）： 389-395.[ WU Chunyou， LIANG Xiao， FANG Shiji. Research on the urbanization effecting mechanism of industrial structure evolution： based on the panel data empirical analysis[J]. China soft science， 2010 （S2）： 389-395.]

[6]陳昌兵， 張平， 劉霞輝，等. 城市化、產業效率與經濟增長 [J].經濟研究，2009（10）：4-21.[CHEN Changbing， ZHANG Ping， LIU Xiahui， et al. Urbanization， industrial efficiency and economic growth[J]. Economic research journal，2009（10）：4-21.]

[7]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（4）：8-15.[HAN Feng， LI Yushuang. Urbanization and optimization of the industrial structure： dynamic econometric analysis based on Hunan Province [J].Journal of Nanjing Audit University， 2010（4）：8-15.]

[8]李鐵立， 李誠固. 區域產業結構演變的城市化響應及反饋機制[J]. 城市問題， 2003（5）：50-55.[LI Tieli， LI Chenggu. Mechanism of urbanization response and feedback to the regional industrial structure evolvement[J]. Urban problems 2003（5）：50-55.]

[9]劉艷軍， 李誠固， 王穎. 中國產業結構演變城市化響應強度的省際差異[J]. 地理研究， 2010， 29（7）：1291-1304.[ LIU Yanjun， LI Chenggu， WANG Ying. Interprovincial differences of the strength of urbanization response to the industrial structure evolution in China[J]. Geographical research， 2010， 29（7）：1291-1304.]

[10]ELHORST J P. Applied spatial econometrics： raising the bar[J]. Spatial economic analysis， 2010， 5（1）： 9-28.

[11]LESAGE J P， PACE R K. Introduction to spatial econometrics [M]. Boca Raton，US：CRC Press/Taylor & Francis， 2009： 20-44.