西部欠發達地區“產城融合”效應實證研究

摘要：

“產城融合”發展的新型城鎮化是未來中國經濟增長和轉型的重要引擎，而如何推動西部欠發達地區“產城融合”發展是一個值得專門研究的課題。文章以重慶三峽庫區2003-2012年的數據為樣本，基于面板向量自回歸模型進行了實證研究。結果發現：農業發展對城鎮化有微弱的負向效應，即“逆向城鎮化”，但城鎮化對農業產業發展有顯著的正向效應;工業與城鎮化具有良性互動效應機制，融合發展效應顯著;服務業與城鎮化沒有顯著的融合發展效應。本研究的政策啟示在于：鼓勵和支持現代農業、工業和城鎮化協同發展可能是目前西部欠發達地區的優化選擇。

關鍵詞：城鎮化;產城融合;諾瑟姆曲線;面板向量自回歸模型

中圖分類號：F2911 " 文獻標志碼：A " 文章編號：

10085831（2015）04001408

一、問題與文獻回顧

“產城融合”發展的新型城鎮化是未來中國經濟增長和轉型的重要引擎。2014年頒布的《國家新型城鎮化規劃（2014-2020年）》①進一步明確了未來城鎮化的發展路徑、主要目標和戰略任務。《規劃》提出了“以人為核心”的城鎮化新理念，強調以產業結構優化升級和三次產業與城鎮化聯動為基礎促進經濟發展，以提高城市綜合承載力來承接更多的農業轉移人口。由于中國地區差異較大，發展不平衡，至今還存在大片的經濟社會欠發達地區。所謂欠發達地區，根據林勇等[1]的研究，是指由于受歷史、觀念和區位等條件的制約，生產要素可得性和利用率較低，技術進步緩慢，制度安排落后，由此造成的經濟社會發展水平相對較低的地區，而且主要集中在中國西部。盡管西部地區的城鎮化率滯后于東部，但還是在隨同經濟發展而提升。那么，三次產業中哪些產業和城鎮化在融合發展呢？不可否認的是，不完全同于西方發達國家的內生型城鎮化進程，中國的“產城融合”發展離不開政府的政策推動。同時，西部欠發達地區的產業與城鎮化融合發展路徑規劃可能有別于發達地區。為了更好地發揮政府“有形之手”的作用，本文通過實證研究和客觀評價西部產業與城鎮化之間的融合發展效應，以期為新型城鎮化（Newurbanization）戰略提供政策啟示。

因為產業是經濟發展的載體，城市是現代經濟的主要活動場所，所以產業與城鎮化融合發展的相關問題一直吸引著大量的研究。就研究層次而言，可將相關文獻分成兩類：針對全國層面和欠發達地區層面的研究。

關于國家層面的產業與城鎮化的動態關系研究，主要是圍繞“諾瑟姆曲線”定理而展開。美國地理學家諾瑟姆在1979年提出，城鎮化進程像一條具有三階段特征的被拉平的倒“S”型曲線：第一階段城鎮化率低于30%的初期，這時城鎮化進展緩慢，以輕紡工業為主要推動產業;第二階段城鎮化率為30%～70%，其中低于40%以工業推動為主，超過40%以服務業低速推動為主;第三階段為70%以上，城鎮化將逐漸停滯[2]。由于“諾瑟姆曲線”定理在英美等西方國家獲得了實證支持和廣泛認可[3-4]，一些學者將其用來預測中國的城鎮化進程與產業的關系。陳彥光等[5]和段學慧等[6]認為此理論并不適合中國，其原因在于中國的城鎮化主要是在由計劃經濟向市場經濟轉型的條件下進行的，而西方的城鎮化是長期的工業化和市場化的結果。更多學者則從實證的角度研究中國產業與城鎮化的動態關系，從研究結論看，可歸納為三類：第一，工業推動。劉濤和曹廣忠[7]，趙文彥和李曉梅[8]等從城鎮化的演化動力機制角度，研究發現工業是中國各省區城鎮化的主要推動力量。第二，工業與服務業協同推動。楊文舉[9]和趙昕[10]等通過實證研究發現中國的第二、三產業特別是第三產業的集聚效應對城鎮化有顯著的推動效應。第三，農業推動。夏春萍和劉文清[11]基于VAR模型實證研究了現代農業與工業、城鎮化之間的關系，結果發現農業與城鎮化存在互動效應，而與工業發展則不協調。以上研究結論并不統一，對于是否與“諾瑟姆曲線”定理相符也沒有定論，所以難以直接用于欠發達地區的產業與城鎮化融合發展的政策指導。

除此以外，還有一些學者針對欠發達地區的相關問題做了研究。夏顯力和郝晶輝[12]對陜西的工業和農業與城鎮化的互動關系進行了實證研究，發現城鎮化對工業和農業推動顯著，但反之則沖擊較弱;李曉曼和蒲曉剛[13]針對西部地區新型城鎮化的路徑選擇提出了政策建議;吳玲和周沖[14]專門針對中國欠發達地區的城鎮化路徑選擇作了分析;伍駿騫等[15]還對江蘇的欠發展地區城鎮化過程中的農村遷移意愿進行了統計分析。但上述規范研究較多，主要是基于應然的政策建議，實證分析較少。由于針對西部欠發達地區的實證研究不足，其應然的政策建議就難免缺乏理論與現實依據。

本文認為，西部欠發達地區的“產城融合”發展有其自身的路徑依賴特征。首先，農業與城鎮化融合發展的機制比較復雜。城鎮化為農業發展提供了更廣闊的市場，有利于農業發展。但反過來，一方面，農業發展可以促進城鎮化進程，因為糧食安全是城鎮化的必要條件[16];另一方面，雖然西部欠發達地區的勞動力豐富，但人力資本水平較低，隨著農業發展和農業增收，有可能出現“逆城鎮化”傾向。因此，其融合效應有待實證檢驗。其次，工業與城鎮化的融合發展有其“后發優勢”。從供給方面看，西部欠發達地區有較便宜的工業用地和豐富的勞動力，這為承接東部發達地區的產業轉移提供了條件;從需求方面看，城鎮化提升可以為工業品的消費提供更大的城市市場，同時帶動西部廣闊的農村市場[17]。最后，除了直轄市和省會城市外，西部欠發達地區的其余城鎮規模較小;在現代工業還未形成規模以前，服務業還難以成為城鎮化的支柱產業。按照城鎮化的一般規律，在工業化水平還不高的情況下，服務業難以發展，因而，西部欠發達地區的服務業和城鎮化可能還難以達到相互促進的程度。

本文選擇重慶三峽庫區作為樣本來研究主要基于以下考慮：第一，重慶是全國統籌城鄉綜合配套改革試驗區，其目的在于“以城促鄉，以工帶農”，促進城鄉共同發展

文件見http：//news.xinhuanet.com/fortune/2007-06/09/content_6220759.htm。

。第二，重慶最早在全國實行農村戶籍制度改革，以此促進城鄉統籌發展。第三，從現實看，三峽庫區是典型的西部欠發達地區之一，其城鎮化偏低且相對滯后，到2012年時才達到41.1%（表1），因而歷屆中央和地方政府非常關注其產業和城鎮化的發展問題;從現有文獻看，已有不少學者在研究中把三峽庫區作為西部欠發達地區的代表，如鄒璇[18]，傅鴻源和段力誌[19]。因此，本文將三峽庫區作為西部欠發達地區“產城融合”的自然試驗來研究。

綜上所述，本文擬在以下三方面作出一些突破：第一，基于理論，以欠發達地區產業與城鎮化的實際經驗數據進行研究，使其所得結論具有現實依據。為此，本文以欠發達地區的典型代表——三峽庫區為樣本進行實證研究。第二，將三次產業與城鎮化放在一個統一的框架下來探討是否存在產城融合效應及其作用機制，使研究具有一定的系統性與整體性。第三，使用PVAR模型進行實證分析，這樣能較好地分離出三次產業分別與城鎮化的融合效應，從而避免了單獨使用截面或時間序列數據分析的不足，這也是對該領域實證方法的新嘗試。

二、實證方法設計

“產城融合”最根本的要義在于城鎮化與產業發展的相互促進效應，即城鎮化通過資源集聚和專業化分工產生規模效應，促進產業發展;產業發展又反過來增加就業和吸納更多的人口轉移，提高城鎮化水平。

本文的目的在于分析出三次產業中哪些產業與城鎮化存在融合效應，即是否存在雙向或單向因果關系。國內外大量的理論與實證研究表明，產業與城鎮化存在一定的內生關系，如Stretton[20]和沈正平[21]等。因此，如何分離城鎮化與各次產業的融合效應是一個關鍵性難題。針對如何分離有內生性的變量之間的因果效應問題，Holtz-Eakin等[22]提出了面板向量自回歸模型（PVAR）。自從這一模型被構建出來以后，就被廣泛應用到變量間的互動關系的分析中，如Love和Zicchino[23]將其用于分析金融與動態投資行為的關系;Lof和Tuomas[24]、國內學者楊路[25]用來分析主權債務及政府債務與經濟增長的互動關系問題;俞立平和彭長生[26]還用來分析高校人文社科投入與產出的互動關系。因此，我們認為用向量自回歸模型來分離三次產業與城鎮化的融合效應是比較合適的方法選擇。

面板向量自回歸模型主要包括三個步驟：參數估計、脈沖響應與方差分解;其中最關鍵的是脈沖響應，而參數估計與方差分解分別加以輔助說明。通過脈沖響應函數，可以考察一個變量（如城鎮化）對另一個變量（如服務業發展）的正交沖擊的反應，在正交化反應的基礎上，就能刻畫出當其他內生變量的沖擊保持不變時，一個內生變量對另一個變量的擾動項增加一個標準沖擊時的當前和未來值的反應情況。

借鑒朱孔來等[27]的方法，構建一般的向量自回歸計量模型如下：

Yit=αit+β′itnj=1Yit-j+εit（1）

其中，Yit表示四元素的向量{農業，工業，服務業，城鎮化}，Yit-j是滯后j期向量，β′it為參數向量，εit表示服從正態分布的隨機擾動項。

如果參數滿足時間一致性，根據系數的不同假設，式（1）可改成如下三個模型：

假設截距和回歸系數均不同，則有

Yit=αi+β′inj=1Yit-j+εit（2）

假設截距不同，而回歸系數均相同，則有

Yit=αi+β′nj=1Yit-j+εit（3）

假設截距和回歸系數均相同，則有

Yit=α+β′nj=1Yit-j+εit（4）

其中，對應不同的估計方法，式（2）和（3）又分為固定效用和隨機效用模型?？紤]到本文選取了三峽庫區的所有區縣作為考察對象，在估計模型時僅去掉了少數幾個有異樣的區縣數據，故本文可以看作是以樣本自身效應為條件進行的推論，適合用固定效應模型，即模型（3）比較合適。

三、實證結果及分析

（一）變量與數據說明

本文以產業變量農業、工業、服務業的年產值表示產業發展水平，為了減少異方差，取自然對數;城鎮化采用通常的城鎮人口對總人口的占比，相應的符號分別為LnFI，LnSI，LnTI和UrbRa。根據重慶統計局的界定，三峽庫區重慶段包含庫區指庫區15區縣，具體是萬州區、涪陵區、渝北區、巴南區、長壽區、江津區、豐都縣、武隆縣、忠縣、開縣、云陽縣、奉節縣、巫山縣、巫溪縣、石柱縣;重點指8個重點移民區縣，包括萬州區、涪陵區、豐都縣、忠縣、開縣、云陽縣、奉節縣、巫山縣三峽庫區包含上述重慶15個區縣和湖北秭歸、巴東和興山3個區縣。。我們這里去掉了離主城較近而受三峽工程影響較小的三個區縣渝北區、巴南區和江津區，樣本數據取自余下的12個區縣2003-2012年的面板數據。所有數據均來源于重慶統計年鑒。

表1 各變量的統計描述

變量樣本點均值標準差最小值最大值

UrbRa12032.925.2725.6741.10

LnFI12011.880.3611.3512.45

LnSI12012.530.6411.6913.48

LnTI12012.520.5811.7013.34

以每一年的12個區縣樣本數據平均值代表庫區年度平均城鎮化水平和產業發展水平，簡單的統計描述如表1所示。表1反映出幾個特點：首先，庫區城鎮化率已經有了較大提高，從2003年的25.67%達到了2012年的41.10%。根據“諾瑟姆曲線定理”，庫區的城鎮化將要進入以服務業為主要推動力的階段。其次，三次產業從2003年到2012年的發展變化相差不大，其中第二產業比第三產業發展更快，波動性更大。第三，從波動率和發展速度看，有可能城鎮化與第二、三產業的互動性更強。

（二）模型估計

在進行PVAR模型估計時，需要先選擇最佳滯后期。根據常用的AIC、BIC和HQIC標準，本文選擇滯后期一為最佳滯后期（具體結果見表2）。在確定了最佳滯后期后，再進行模型估計。為了去除掉固定效應和時間效應，本文應用GMM方法估計參數值，模型估計結果見表3。

表2 滯后期選擇依據

lagAICBICHQIC

1-9.324 9*-6.509 76*-8.342 34*

223.296 527.223 424.338 3

321.835 325.714 520.399

表3顯示，城鎮化對三次產業發展都具有正向作用，其中對工業的推動效應最大，對農業作用微弱。三次產業發展對城鎮化的推動效應也各不相同：農業對城鎮化有顯著的負向作用，工業對城鎮化有顯著的正向作用，而服務業對城鎮化幾乎沒有產生影響。總體來說，三次產業中農業和工業發展與城鎮化有一定的互動效應，但都比較微弱。僅從表3的估計結果還不能得到穩定的結論，因為一般說來，對PVAR估計系數的單個解釋是困難的，要想得出更可靠的結論，還需結合模型的脈沖響應函數和方差分解的分析。

表3 P-VAR模型的GMM估計

LnFI

（1）LnSI

（2）LnTI

（3）UrbRa

（4）

LnFI （t-1）0.172

（1.040）-0.980

（-2.410） **0.146

（0.77）-0.080**

（-2.910）

LnSI （t-1）0.040

（0.880）0.871*

（6.550） *0.216**

（2.53）0.008**

（0.850）

LnTI （t-1）0.103

（1.020）0.053

（0.250）0.907*

（5.28）0.000

（0.020）

UrbRa（t-1）2.874***

（1.750）5.698

（1.570）2.857

（1.27）1.278*

（5.680）

注：括號里為t統計量，*plt;0.1，**plt;0.05，***plt;0.01。

（三）脈沖響應分析

由于實際誤差項的方差—協方差矩陣很有可能不是對角形的，那么誤差項也就很可能存在非線性相關性，它們就有一個共同的部分不易被任何變量所識別。為了解決這個問題，本文采用Cholesky殘差的方差—協方差矩陣分解法，使誤差項正交。此外，通過Monte Carlo方法模擬200次，每次都利用GMM方法估計出系數以及它們的方差—協方差矩陣，這樣得到大量的系數，在此基礎上構建出兩個標準誤差置信區間，用于評價沖擊的統計顯著性。本文主要考察三次產業與城鎮化之間的相互作用，結合表3具體分析如下。

1.農業發展與城鎮化的融合效應

圖1顯示，城鎮化率對農業沖擊的反應在第一期后就變成負向的，且一直穩定下去。在表3中，農業對城鎮化率的推動效應也顯著為負，兩處的結論基本具有一致性，故可知農業發展對城鎮化的推動可能以負向效應為主。按照主流經濟學的觀點，農業發展應該對城鎮化有正向的推動作用：一是因為農業發展為城鎮化提供了糧食保障，二是農業規?；洜I可以提供更多的剩余勞動力。但就現實而言，可能是中國廣大地區的農業還主要以家庭為單位經營，這比較適合西部欠發達地區農民的生產經營技術。當農業有所發展時，不少農戶感覺比在城鎮生活相對更有保障，所以反而使部分農民不愿離開農村，因而出現了“逆向城鎮化”現象。李強通過統計也發現，約有61.9%的受訪農民表示不愿轉為非農村戶口，主要是因為擔心城市生活沒保障[28]。同時，圖1還顯示城鎮化對農業發展有正向推動效應，這也和表3的結論一致;其原因可能是中國近年實施的工業反哺農業、城市帶動農村的政策起到了較好的作用。

圖1 變量LnFI和UrbRa的PVAR脈沖響應

2.工業化與城鎮化的融合效應

圖2顯示，城鎮化對工業沖擊的脈沖響應從第一期到第五期都顯示出顯著的正向反應，同時，工業對城鎮化沖擊的脈沖響應從第一期到第四期也顯示出顯著的正向反應;這和表3的系數估計給出的結論高度一致。由此可以得出結論：以三峽庫區為代表的西部欠發達地區的城鎮化與工業發展處于良性互動狀態，產生了良好的融合發展效應。這與趙文彥和李曉梅等的研究發現具有一致性。另一方面，按照“諾瑟姆曲線定理”，城鎮化率低于40%時，將以工業為城鎮化的主要推動力，而在本文的樣本區間，庫區的平均城鎮化率主要處于40%以下（2012年的城鎮化率才剛達到41.1%），這說明“諾瑟姆曲線定理”在中國西部欠發達地區得到了一定程度的支持。

圖2 變量LnSI和UrbRa的PVAR脈沖響應

3.服務業與城鎮化的融合發展效應

圖3顯示，城鎮化對服務業的沖擊，有一個先增然后逐漸減小的顯著正向反應，但到了第三期就變得不顯著了，而表3顯示服務業對城鎮化幾乎沒有影響;綜合說明服務業對城鎮化的推動作用比較微弱。同時，無論是表3的參數估計還是此處的脈沖響應函數，都顯示出城鎮化對服務業有正向的影響，但是在統計上都不顯著。其原因可能在于，一是像三峽庫區這樣的欠發達地區，工業基礎薄弱，發展水平不高，因而在一定程度上抑制了服務業的發展，所以服務業還不能成為城鎮化的顯著推動力;二是較低的城鎮化率還不能支撐服務業賴以發展的市場供需，所以城鎮化對服務業發展的推動作用不顯著。這也再次說明了“諾瑟姆曲線定理”對西部欠發達地區具有一定的參考價值。

（四）預測誤差的方差分解

以上主要定性分析了三次產業與城鎮化的融合效應。本文接下來通過方差分解進一步從定量方面分析三次產業與城鎮化相互融合的動態效應以及貢獻大小。由于中國政府在政策制定時很多時候會考慮一個“五年期”，即“五年規劃”，所以我們這里嘗試了5年的期限。表4給出了從第1期到第5期四變量LnFI、LnSI、LnTI和UrbRa的方差分解。結果顯示：（1）三次產業推動城鎮化的貢獻率具有明顯的差異。農業發展對城鎮化率的貢獻最低，到第五期時只占1.9%;工業發展對城鎮化率的貢獻度有一個逐漸增長的“慢熱過程”，從第一期的2.5%到第五期的14.3%;服務業發展對城鎮化的貢獻也是一直偏低，從第一期的3.3%到第五期的10.1%。值得注意的一個特點是，城鎮化自身的示范效應占居了較大的貢獻比例，從第一期的85.9%到第五期時仍高達73.7%。（2）城鎮化對三大產業發展的貢獻度都很低。在第一期，城鎮化對三大產業發展的貢獻度都是0，到了第五期，對工業和服務發展的貢獻度分別為15.7%和18%，而對農業發展的貢獻度要明顯高一些，能達到26%。由此可知，城鎮化對三次產業的發展均有較長時間的持續效應，且對農業的持續效應最大。

圖3 變量LnTI和UrbRa的PVAR脈沖響應

表4 P-VAR模型的方差分解結果（單位%）

模型變量SLnFILnSILnTIUrbRa

LnFI11.0000.0000.0000.000

LnSI10.1240.8760.0000.000

LnTI10.0270.0270.9460.000

UrbRa10.0830.0250.0330.859

LnFI20.8150.0350.0350.114

LnSI20.1060.8420.0270.024

LnTI20.1070.0300.8310.032

UrbRa20.0550.0820.0740.788

LnFI30.5310.0630.2230.183

LnSI30.0800.7560.0980.066

LnTI30.1160.0720.7290.083

UrbRa30.0350.1200.0990.747

LnFI40.3750.0870.3190.219

LnSI40.0640.6630.1620.111

LnTI40.0950.1010.6700.134

UrbRa40.0240.1370.1060.732

LnFI50.3030.1110.3220.264

LnSI50.0560.5940.1930.157

LnTI50.0790.1140.6270.180

UrbRa50.0190.1430.1010.737

四、結論與政策含義

針對西部欠發達地區城鎮化偏低且相對滯后、產業支撐不足和規劃管理水平比較落后的特點，本文對其三次產業與城鎮化融合發展效應程度進行了實證研究。以2003-2012年重慶三峽庫區各區縣為樣本，以PVAR模型為實證方法，綜合模型估計、脈沖響應函數和方差分解的分析，結果發現：（1）無論是參數估計還是脈沖響應函數均顯示農業發展對城鎮化有負向的作用，即總體上農業發展后西部欠發達的農民更不愿離開農村;但城鎮化對農業發展有正向的作用。（2）工業與城鎮化有顯著的融合發展效應，存在良性互動機制，而且對城鎮化發展的貢獻度在三次產業中也最高。同時，也符合“諾瑟姆曲線定理”的預測，即“城鎮化率低于40%時，工業是城鎮化的主要推動力”。（3）無論是模型的系數估計還是脈沖響應函數都沒顯示服務業對城鎮化有顯著的正向推動效應，反之亦然。這可能是因為較低的工業化和城鎮化抑制了服務業的發展，使得服務業還不能有效推動西部欠發達地區的城鎮化。

以上研究結論的政策啟示在于：（1）針對農業發展中出現的“逆向城鎮化”問題，應該結合“人的城鎮化”的戰略目標而制定相應的政策，最根本的政策方針應該是通過教育培訓等手段，提高農村人口的人力資本積累，從而一方面提高農業科技水平和規?；?，另一方面使剩余勞動力能適應新型城鎮化，承接東部的產業轉移和新型工業化。（2）改變抑制城鎮化的體制機制因素，使農村生產要素特別是人力資源自由流向城鎮，充分發揮城鎮化的集聚效應。一是加強農業發展的組織經營模式創新，通過現代農業的規?；洜I帶動城鎮化發展，再通過城鎮化帶動現代農業，使其良性互動;二是統籌城鄉公共服務，制別是社會保障，消除農民在轉為非農戶籍時的不安全感。（3）工業與城鎮化融合發展是西部欠發達地區不可逾越的發展階段。鑒于目前工業與城鎮化有顯著的融合發展效應，應充分利用這種機制，例如，可因地制宜促進現代農業與生態工業相結合，充分吸引周圍的資源向其聚集。（4）總體來說，服務業的大力發展應在農業現代化、工業化和城鎮化“三化”實現之后，但有條件的地方可打造諸如地區特色旅游產業、文化產業，以此實現“產城融合”發展。

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