東北地區城市化與產業結構演進的互動機制研究

戴永安,陳 才

(東北師范大學城市與環境科學學院,吉林長春 130024)

城市化與產業結構升級在區域經濟發展過程中相伴相隨,是區域經濟發展與進步的主要體現。著名經濟學家劉易斯、庫茲涅茨、錢納里等都對城市化與經濟發展關系的基本規律進行了深入研究,得出了“隨著人均收入水平的提高,城市化水平上升”的基本結論。城市化過程之所以不斷推進,因為其符合經濟發展的現實需求,滿足人們對物質和精神生活的不斷追求。區域經濟發展水平決定了城市化水平,而城市化又對經濟社會發展進程具有反作用,產業結構的調整與升級便是二者之間的橋梁。經濟發展表現為產業結構的轉換,而產業結構的轉換又是城市化的動力機制,兩者之間的相互作用是社會經濟系統平衡穩定發展的基礎。因此,有必要深入探討城市化與產業結構演進過程中的相互作用機制。本文將在已有的研究基礎上分析城市化與產業結構演進相互關系的理論框架,通過單位根檢驗、協整分析、誤差修正模型及因果關系檢驗等計量分析方法探討東北地區城市化與產業結構演進的互動機制。

一、 文獻綜述

城市化與產業結構演進始終是經濟增長理論與實踐研究的重要領域。確切地說,城市化是農業人口向非農業人口轉化并在城市集中的過程。而產業結構代表著資源在產業間的配置狀態,它隨著經濟的發展不斷演變更替,兩者之間存在互相推動的作用。

1. 產業結構演進推動城市化的進程

關于產業結構演進推進城市化進程的觀點,學術界已經達成共識。根據“配第—克拉克”定理,隨著經濟發展和國民收入的提高,第一產業國民收入和勞動力的相對比重逐漸下降,第二產業國民收入和勞動力的相對比重逐漸上升;當經濟進一步發展,第三產業(本文中統稱服務業)國民收入和勞動力的相對比重也開始上升。曾國平等(2008)[1]指出,隨著農業人口向城市的釋放,制造業和服務業將獲得較快發展,而制造業和服務業的發展又會進一步吸引農業勞動力的轉移。國內外學者針對各產業與城市化的關系進行了廣泛的研究,并且得出了一些被廣泛接受的結論。分行業來說,農業發展是城市化的初始動力,為城市的出現奠定了物質基礎。工業化則是城市化的根本動力,工業化與城市化關系的研究一直是城市化研究領域的熱點之一,西蒙·庫茲涅茨甚至認為,工業化進程可以看成城市化的過程。工業生產過程中產生了對規模經濟和集聚經濟的根本要求,因而勞動分工日益專業化和一體化,生產的集中促進了人口的集中,進而人流、物流、信息流和資金流在空間上不斷聚集,加速了城市化進程的步伐。在服務業與城市化關系的研究中,唐德才和程俊杰(2008)[2]認為,服務業的發展則是城市化的后續動力,隨著工業化的深入和經濟發展水平的提高,工業化對城市化貢獻有所減弱,服務業開始從工業化的補充地位躍居成為該階段城市化的主要動力。曾國平等(2008)[1]還指出,服務業的發展不僅擴大了城市規模,而且還推動了城市功能、城市輻射力和城市擴散效應的加強。

2. 城市化對產業結構演進具有反饋作用

城市化對產業結構演進具有明顯的反饋作用,國內學者對此進行了較多的研究,而且多數研究側重于對城市功能的分析。劉艷軍等(2007)[3]指出,城市化是包括城市化進程推進與模式選擇、城市空間擴展、城市形態與結構變化、城市體系演變等多方面的綜合變化過程。浙江樹人大學課題組(2005)[4]認為,城市是先進社會生產力和現代市場的載體,現代意義上的城市化是建立在城市功能基礎上的城市化。苗麗靜和王雅莉(2007)[5]總結指出,城市化經濟具有市場功能的外部性、信息集聚功能的外部性、技術擴散的外部性、資源整合的外部性以及學習效應。叢海彬(2007)[6]詳細地討論了城市提供的優良條件,諸如良好的教育和衛生條件,使城市勞動力一般都具有較高的素質;發達的市場體系、完備齊全的公用事業服務系統大大降低了企業的運輸及交易成本;先進的信息傳播手段使企業往往無須支付成本而坐享其成。上述城市功能的發揮影響了產業結構的演進過程。目前,城市化對產業結構演進的響應機制也受到學者們的廣泛重視,劉艷軍等(2006)[7]通過研究東北地區城市化對產業結構演進的響應機制,認為由于區域產業結構升級需要城市化在城市空間擴展、城市職能體系變化等諸多方面的空間支撐,城市化對于區域產業結構升級表現出愈來愈明顯的反饋效應。黃曉軍等(2008)[8]指出,城市化對地區經濟增長與產業結構演變產生消費拉動、空間集聚、空間支撐的有效響應。綜上所述,城市化與產業結構演進之間具有復雜的互相推動作用,本文通過分析東北地區城市化與產業結構研究的階段性特征探究兩者的相互作用過程。

二、 東北地區城市化與產業結構演進過程

東北地區(本文中不包括內蒙古東部地區)作為一個相對完整的經濟地域單元,地區內部經濟社會差異性與全國范圍相比相對較小。自新中國成立以來,東北地區產業結構變動和城市化的發展過程均表現出明顯的階段性特征(見圖1)。

圖1 東北地區城市化與工業、服務業產出比重的變動趨勢數據來源:東北三省歷年統計年鑒和《新中國55年統計資料匯編》。

東北地區城市化過程大體上分為三個階段:

1952—1957年,由于國家產業政策傾斜和重大項目落戶東北地區,地區經濟快速發展,工業化和城市建設大規模展開,工業部門產出比重由1952年的37.6%升至1957年的47.2%,而服務業部門發展嚴重落后于工業化的步伐。工業部門的快速發展使得農業人口迅速在城鎮聚集,工業化成為該階段推進城市化的主要動力,該期間東北地區城市化經歷了短暫的健康發展階段,東北地區的城市化水平甚至遠高于當時全國城市化水平。

1958—1977年,東北地區城市化經歷了長達20年的大起大落階段。前四年的大躍進,工業部門發展達到一個歷史高峰期,1960年工業部門產出比重達到了歷史最高的66.9%,服務業此后也出現了前所未有的鼎盛時期。但該階段的經濟增長是非常規和扭曲的,呈現“過度城市化”的狀態。隨后的經濟發展僅工業保持較平緩的增長趨勢,服務業不斷衰退下滑,降低了約12個百分點,區域經濟增長處于停滯不前的狀態,城市化失去了經濟增長和非農產業部門的支撐,后十幾年困難時期及“文革”期間甚至出現了幾次所謂的“反向城市化”。

1978年至今,東北地區城市化水平穩步增長,每年平均增長0.6%,城市化水平遠高于同期的全國水平。其間東北地區城市化先后經歷了城市化滯后于工業化和城市化快于工業化的階段,這符合錢納里和塞爾昆提出的“發展模型”,受到工業化初始推動的城市化,以越來越快于工業化的速度發展著,這種格局主要是由城市化帶來的需求多樣化引起的。隨著人均收入的增長,城市居民對服務的需求也相應擴大,單憑工業結構的內部調整已無法適應這一趨勢,工業化的速度開始滯后于城市化進程。大批的國有企業由于設備技術老化、管理體制僵化、社會負擔沉重等問題導致生產不景氣和缺乏市場競爭力,即所謂的“東北現象”;工業部門占地區經濟產出中的比重不斷下滑,此時非農產業中服務業就業比例逐漸上升,服務業成為城市化的主要動力。

人們通常用IU比(勞動力工業化率與城市化率的比值)和NU比(勞動力非農化率與城市化率的比值)這兩個指標來分析一個國家和地區的城市化與工業化之間的發展關系。隨著工業化與城市化的協調發展,IU比越來越接近0.5,NU比越來越接近1.2,IU比、NU比的0.5和1.2國際標準值法也就成為判斷一個國家或地區城市化與工業化是否協調發展的基本方法[9]。東北地區工業化與城市化的變動趨勢見表1,從表1相關計算結果可知,1978年以來,東北地區城市化與工業化經歷了“趨于協調發展后又偏離協調發展”的過程,原因在于20世紀90年代以前東北地區工業部門吸收了大部分的非農就業,而90年代之后工業部門吸收就業的能力卻在不斷下降,東北地區工業化日益滯后于城市化的步伐,因此非農部門就業越來越集中于服務業部門,工業化與城市化日益偏離協調發展的狀態。

表1 東北地區工業化與城市化的變動趨勢

注: 表中數據是筆者根據各省統計年鑒相關數據經計算得出。

可見,產業結構的調整與城市化的發展并不是兩條毫無關系的平行軌跡,在東北地區產業結構調整過程中, 城市化對產業結構演進的推動作用十分明顯, 而產業結構的合理調整同樣須要以城市為載體, 以城市化為依托,并對城市化的發展起著積極促進作用。 然而在經濟發展的不同階段, 各產業部門對城市化推動作用的強弱程度會不斷變化, 針對特定時間段分別單獨進行三次產業比重與城市化水平的相關分析削弱了不同產業部門對城市化的綜合作用, 而且產業結構變動是一個動態的過程, 其對城市化的影響是一個復雜的過程, 所以應該在更長的時期內找尋產業結構調整與城市化之間的規律性特征和調整機制, 這樣結果才更加可信。 本文通過協整分析和構建誤差修正模型考察產業結構的演進與城市化進程的長期機制, 并進一步通過格蘭杰因果關系檢驗分析兩者之間的因果關系。 模型中之所以未加入農業部門產出比重, 是為了避免多重共線性問題。

三、 城市化與產業結構演進互動機制的實證分析

1. 指標選取及數據來源

對于城市化水平的衡量,多采用中國人口普查口徑的城市人口占總人口的比重。該數據獲得相對容易,具有較強的適用性。也有學者認為采用單一指標不夠全面,傾向于建立城市化發展指標體系來進行研究。但由于工作量大、資料收集難,而且指標體系的構建目前并沒有統一的標準,實際運用比較困難。筆者認為采用綜合指標體系考察城市化的方法更適合于單獨針對城市化水平及其發展階段的研究,如果采用綜合指標法得出的城市化水平指標來分析城市化與產業結構演進的互動機制,往往使兩者之間的相互關系更加錯綜復雜,容易受城市化指標體系中一些因素的干擾。所以,本文使用城市人口占總人口的比重(Urban)代表東北地區的城市化水平。

在數據統計方面,《新中國55年統計資料匯編》中吉林省1984年以后城鎮人口比例出現較大偏差,而通過查詢各年經濟社會發展統計年報僅可獲取1996—2007年城市人口數。通過比較吉林省1984—1995年前后各年的城市化水平和非農人口比例發現,城市人口比例比非農人口比例高4%左右,因此缺失城市化水平的時期用非農人口比例加4%進行補取。遼寧省和黑龍江省城市人口數來自《新中國55年統計資料匯編》,剩余年份的數據通過查詢各年該省統計年鑒可得。在產業結構演進方面,工業化水平和服務業發展程度分別用工業部門(Ind)和第三產業(Ter)的產出比重表示,相關數據來自于各省統計年鑒。

2. 實證分析

由于圖1顯示城市化、工業化和服務業發展的時序變動并非平穩,為避免出現謬誤回歸,本文首先采用ADF檢驗法檢查變量的時間序列是否存在單位根。其中,根據水平變量和一階差分變量的趨勢圖,來選擇模型的檢驗形式。其次,根據 Granger(1981)提出的協整理論,建立城市化發展同工業化和服務業發展之間的協整關系。為解釋變量間長期均衡在短期內失衡的現象,本文在單位根及協整檢驗的基礎之上,基于自回歸分布滯后模型(ADL)建立了三者的誤差修正模型。最后基于向量自回歸模型,進行三者的格蘭杰因果檢驗分析。

(1) 時間序列的平穩性檢驗

單位根檢驗結果顯示,在5%的顯著性水平下,Urban、Ind、Ter均不能拒絕有單位根的原假設,據此可以認為三者皆為非平穩時間序列;而其一階差分序列均在1%的顯著水平下拒絕有單位根的原假設,因此三者皆為一階差分平穩(見表2)。單位根檢驗結果表明變量間具備建立協整關系的條件。

表2 單位根檢驗結果報告

注: 檢驗形式(c,t,n)中的c、t分別表示單位根檢驗方程包括截距項、時間趨勢項,其中c=1表示含有截距項,c=0表示不含有截距項;t=1表示含有時間趨勢項,t=0表示不含有時間趨勢項;n表示檢驗方程中含有被解釋變量的滯后階數。

(2) 協整關系檢驗與誤差修正模型的建立

本文采用Johansen跡統計量檢驗方法,對三個變量進行協整檢驗(見表3)。在1%顯著性水平上,拒絕不存在協整關系的原假設,而在10%顯著水平上都不能拒絕至多存在一個協整方程的原假設,因此三者存在唯一的協整關系。

東北地區城市化、工業化和服務業發展的標準化協整方程可以表達為:

其中,ecm為誤差修正項,括號內數字為t統計量。

表3 Johansen檢驗結果

注:* 代表顯著地拒絕原假設。

三者的協整關系表明,東北地區城市化與工業化和服務業發展之間存在長期均衡關系,且工業和服務業產出比重的系數在統計上均顯著。從長期來看,工業產出比重每同比上升1%,城市化水平同步提高0.2923%,服務業比重每同比上升1%,城市化水平提高0.9613%,可見服務業對城市化進程的推動作用大大高于工業部門。

協整反映的是變量間的長期均衡關系,如果由于某種原因短期出現了偏離均衡的現象,則必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態。誤差修正模型將短期波動與長期均衡結合在一個模型中。根據Hendry(1991)“從一般到簡單”的建模思想,最初設定的方程是最一般的自回歸分布滯后模型(ADL)。對于兩變量x、y而言,ADL(p,q)的一般形式如下:

(2)

其中,p、q為變量的滯后階數,且p≥0,q≥1;α0、δi和γi均為待估參數,εt為隨機誤差。對于p和q的選擇,目前沒有普遍接受的標準。實踐中,人們更多地從經驗出發來進行判斷,如果采用年度數據,那么滯后階數至少大于1;也可以開始設定一個較長的階數,然后用OLS對方程回歸,根據變量的顯著性來確定。經過反復檢驗,本文選取ADL(1,1)模型并由此構建誤差修正模型,ADL(1,1)的估計結果為:

其中,R2=0.969,經過調整的R2=0.966,D.W.值=1.431。

ADL(1,1)模型中各變量均通過顯著性檢驗,工業和服務業當期值對城市化產生正向影響,而兩者的一期滯后值對城市化均產生負向影響,城市化自身的一期滯后值對其產生的影響最大。這表明,城市化對產業結構的演進存在反向的調整,如果工業和服務業產出增加,則下一期的城市化會產生一個反向的降低調整。基于ADL(1,1)模型的誤差修正模型估計結果為:

其中,R2=0.211,經過調整的R2=0.165,D.W.值=1.436。

誤差修正模型中使用的差分項反映的是短期波動的影響。城市化的短期變動可以分為兩部分:一是產業結構調整對城市化水平的影響;另一部分是短期狀態偏離長期均衡的影響。工業和服務業產出比重的系數分別為0.222和0.3722,因此服務業短期變動對城市化的影響高于工業部門。從長期看,三者之間的協整關系則起到牽制作用,調整系數的估計值為-0.08,符合反向調整機制,但誤差修正項系數的t值并不顯著,協整關系的牽制作用有限。這可能是因為東北地區經濟發展過度依賴于重工業經濟,并且勞動密集型產業的發展程度不高,導致非農部門的產值遠高于非農部門的就業水平。而產業結構演進影響城市化進程的主要途徑是非農人口的轉移,非農部門的發展不穩定使得實現農村人口非農化并進一步轉化為城市人口的途徑非常有限。當出現偏離于長期均衡的波動時,向均衡點的調整作用不是很明顯。

(3) 因果關系檢驗

若變量之間存在協整關系,則變量之間至少存在單向的因果關系,但究竟誰是因、誰是果,并不能得出結論。基于水平VAR模型進行多變量系統的因果關系檢驗因未考慮單個變量的非穩定性和變量系統的協整性而存在一定的問題;而基于差分VAR模型進行因果關系檢驗容易使信息喪失且要求首先檢驗變量的平穩性和協整關系,使其在實證檢驗中的應用受到限制[10]。Toda & Yamamoto(1995)提出的“基于擴展VAR模型的因果關系檢驗”方法可以得出更準確的結論。Toda & Yamamoto建議在水平VAR(L)的模型中加入額外的滯后階數d(d為各變量的最大單整階數),運用OLS方法估計VAR(L+d)模型,并運用該模型進行因果關系檢驗。綜合比較水平VAR模型的對數似然值統計量、赤池信息量準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)統計量(見表4),確定最優滯后階數為2,而由于相關變量皆為一階單整,因而d=1,可根據VAR(3)模型進行因果關系檢驗。

表4 水平VAR模型滯后階數選擇

格蘭杰因果關系檢驗結果表明:從長期來看,“城市化不是服務業發展的格蘭杰原因”和“城市化不是工業化的格蘭杰原因”的原假設均在很高的顯著性水平下被拒絕,城市化均是工業化和服務業發展的格蘭杰原因,而工業化或服務業發展不是城市化的格蘭杰原因的原假設則無法拒絕(見表5)。

表5 格蘭杰因果檢驗結果

因此,格蘭杰因果關系檢驗并沒有完全支持產業結構演進推動城市化進程的理論假設,卻支持了城市化對產業結構演進過程具有重要作用的理論假設。筆者認為,出現這種結果的重要原因是由于東北地區工業化道路的模式存在種種的弊端。不難發現,東北地區服務業和城市化進程除“大躍進”時期外一直表現出較強的同步性,處于良性發展和互為促進的狀態,而工業部門的發展進程則一波多折,改革開放前依靠國家政策的支持迅速發展并在經濟困難時期起到了維持區域經濟發展的作用,但由于其間出現的過度城市化和后來的“逆城市化”,嚴重影響了東北地區的城市化進程。改革開放后,在國內外經濟發展的大好形勢下東北地區工業經濟卻增長緩慢,產出比重持續下滑,面臨國有企業迫切需要改革、資源型城市產業轉型等眾多現實難題,大量下崗職工導致城市化進程的進一步阻滯,對城市化的良性發展產生了不利影響。

四、 結 論

新中國成立六十年以來,東北地區城市化和產業結構演進經歷了跌宕起伏的過程,兩者相伴相隨,互相影響,相互推動,共同促進了地區經濟發展。實證研究結果表明,東北地區服務業的發展對城市化的推動作用要大于工業部門,城市化與工業化和服務業發展之間存在長期的穩定機制,當短期波動使其偏離于長期均衡時,內部調整機制會通過反向調整(調整力度為-0.08)回到均衡狀態。格蘭杰因果關系檢驗則證實,東北地區產業結構演進并不是城市化進程的格蘭杰原因,而城市化則是工業化和服務業發展的格蘭杰原因。

實現地區經濟繁榮發展和推進產業結構的有序演進,是城市空間規模、城市職能體系等綜合發展的基礎條件。當今東北地區城市化水平較高,如何發揮東北地區城市化對區域經濟的拉動、支撐和載體效應顯得尤為重要。城市化與產業結構演進的良性互動,是經濟和諧可持續發展的重要保障。在東北振興規劃實施的時代背景下,尋找東北地區經濟的可持續增長及城市化進程的健康和諧穩定的發展道路任重而道遠。當然,產業結構演進對城市化影響的機制不能僅局限在三次產業更替的范圍內,尤其是在全球經濟日益知識化、信息化和科技化的時代背景下,進一步探討各產業部門下的細分行業的具體特征和城市化進程的相互作用機制顯得極為必要。

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