延邊城市化與產業結構演變的互動機制分析

李小川

摘 要：通過對延邊三次產業結構偏離度的分析發現，延邊產業結構偏離度正處于擴大階段，第一產業和第三產業存在剩余勞動力，第二產業雖然就業空間巨大，但吸收不了更多的勞動力，產值和就業比率嚴重失控。計量分析結果表明，延邊城市化和產業結構演變之間不存在互動機制，城市化進程和產業結構偏離同步進行。鑒于分析結果，從推進工業化進程和發展高端服務業視角提出相關政策性建議。

關鍵詞：城市化；產業結構演變；互動機制

中圖分類號：F127 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）16-0020-05

引言

經濟發展從傳統經濟逐漸演變為現代經濟的發展過程，是社會經濟產業結構不斷演變的過程，也是城市化不斷推進的過程。城市化與產業結構演進兩者之間存在雙方向的因果關系，兩者即是互為條件，又是相互推動的關系，且與經濟增長有著密切的聯系。一方面，產業結構的演變對城市化模式、城市化地域形態以及城市化動力機制等方面產生顯著影響，從而推動城市化的發展；另一方面，城市化進程影響區域經濟的供給需求和資源要素的空間配置，并以此影響了產業結構的升級演變。經濟的發展牽引產業結構演變和城市化進程，且兩者又推動經濟的穩健發展。因此，對區域經濟發展來說這兩者是不可缺少的重要研究領域，相關研究一直沒有停止過。

戴永安（2010）從人口、經濟和社會角度對中國城市化的全要素生產率做了動態分析和區域比較。結果顯示，中國城市間效率差異顯著，但效率差距是逐漸縮小，城市的初始狀態、區位、空間集聚水平、產業結構效益與基礎設施水平對各城市化效率存在顯著作用，人口因素和政府的作用卻限制了城市化效率的提高。李培祥（2003）分析各階段區域產業結構的主要因子與城市化之間的互動關系，總結出了一些規律，進而為區域產業結構調整、優化、升級等提供理論指導。韓雪、吳佩林、董文龍（2011）利用山東省1978—2008年的宏觀數據，選取城市化率以及第二、三產業的產值作為指標，通過實證分析得出山東省第三產業對城市化推動作用優于第二產業，且發現城市化對第二產業發展產生顯著影響。李圣華（2012）針對延邊城市化與經濟增長之間的研究結果表明，延邊地區經濟增長對延邊城市化進程的影響十分顯著，但是城市化進程對經濟增長影響十分有限。李圣華（2014）設定多元線性回歸模型分析產業結構的演進對經濟增長的影響，得出延邊產業結構存在不合理和高級化發展面臨瓶頸的結論。

延邊地區獨特的地理位置和經濟特征，造就了其城市化進程和產業結構演進不同于國內其他地區的現狀，而且相關延邊城市化與產業結構演進互動機制方面的文獻目前尚缺。因此，本文借鑒國內外學者的研究成果，著重研究延邊地區城市化進程與其產業結構演進之間的關系，為延邊經濟的發展提供具有實際參考意義的基礎資料。

一、延邊地區城市化與產業結構演變

延邊地區產業結構演變與城市化進程現狀，通過延邊城市化率、三次產業產值和就業比率，以及產業結構偏離度和產業結構城市化相應系數的變化來進行考察。

（一）城市化與產業結構演變

首先，通過歷年延邊三次產業產值比率和城市化率的變化來觀察延邊城市化與產業結構的演變歷程（見下頁圖1）。總體上來看，延邊第一產業產值比重一直處于下降階段。改革開放之后延邊第一產業產值比重在1984年達到最高峰值的26%，之后雖然有些波動，但到了2014年已經下降至8.6%，符合經濟發展的總體趨勢。對城市化與產業結構演變的互動機制來說重要的是第二、三產業（G2、G3）的變化與城市化之間的關系。延邊城市化率從1980年的46%開始穩步增長到了2014年到67.5%，延邊州個別城市已經突破70%進入到理論上的城市化高級化階段。這期間延邊第二產業和第三產業產值比率發生不同的變化。延邊第二產業比重即便是改革開放之前也一直占總產值的50%左右，但這并不代表延邊工業化程度很高。進入20世紀90年代中國實施市場經濟以后，缺乏市場競爭力的延邊工業處于不振狀態，1995—2008年為止產值比重一直低于第三產業，也說明這期間是第三產業發展超過第二產業的時期。

其次，通過延邊三次產業就業比重的變化再探討產業結構演變與城市化之間的關系（見圖2）。就業比率變化中明顯的特征是第二產業就業比率的明顯下降和第三產業就業比率的持續上升。第二產業在市場化浪潮中大量企業倒閉，還有國企改革中產生的下崗員工等原因流放出大量勞動力，而第三產業的穩步發展則吸收這些勞動力。20世紀90年代中后期開始第一產業就業比率的上升也說明，延邊勞動力的產業間移動并不符合勞動力隨著經濟發展從第一產業到第二產業，接著向第三產業轉移的基本理論模式。而是相悖于經濟理論的從第二產業轉移到第一、第三產業?？偟膩砜?，延邊城市化與產業結構之間并沒有觀察到經濟理論上的因果關系。

（二）產業結構偏離度和市場化響應系數

市場化響應系數用來表示，公式如下：

R=■ （1）

其中，m和M分別表示非農業人口和總人口，f和F分別表示非農業產和總產值。分子表示城市化，分母表示產業結構演變，兩者比值越大表示城市化對產業結構演變的影響越大；兩者比值越小表示城市化對產業結構演變的影響越小。

產業結構偏離度用來表示，公式如下：

E=■■-1=■■-1（i=1，2，3） （2）

結構偏離度是指用各產業的產值比重與相對應的就業比重的比值減去1，用來衡量各個產業結構和就業之間的偏離程度。結構偏離度大于則零表示該產業存在較大的就業空間，小于零則表示該產業存在剩余勞動力，恰好等于零表示該產業就業結構和產業結構處于相對均衡狀態。

下頁圖3中E1、E2和E3分別表示三次產業偏離度，R是城市化對產業結構演變的響應系數。從下頁圖3的計算出結果可以看出，第一產業產業結構偏離度均小于零，并且絕對值逐年遞增，表明第一產業存在大量的剩余勞動力，延邊工業化或城市化進程并沒有吸收好農村的剩余勞動力。

就第二產業而言，可以通過將其分成兩個階段來說明。第一階段（1980—1996年）：這一階段的產業結構偏離度波動范圍不大且向零值靠攏，說明在這段時間里第二產業吸納了一部分勞動力，向就業結構和產業結構均衡的方向發展；第二階段（1997年開始至今）：這一階段的產業結構偏離度持續高速增長，說明就業構成比重滯后于產值構成比重，第二產業就業空間巨大。

不難看出第二產業產業結構偏離度是從1996年開始出現巨大轉變的，其原因一是在于延邊州國企改革始于1995年9月在敦化市召開的州委常委擴大會議，這次會議開啟了國企改革的序幕，這也是下頁圖3中1996年開始第二產業偏離度變大的原因之一。2003—2004年第二產業產業結構偏離度急劇上升是受到延邊州直19戶國有工業企業在2003年和2004年全部完成改制任務所造成的影響。

第三產業產業結構偏離度波動與第一、第二產業偏離度變化有所不同。到2008年為止其值一直處于正值，并且逐年下降向零值靠近，說明這段時期內第三產業不斷吸收其他產業流出來的勞動力而持續發展。但2009年開始第三產業的結構偏離度出現負值，說明第三產業開始出現剩余勞動力，且產值也被第二產業趕超，第三產業的發展已經遇到了發展的瓶頸問題。

產業結構演變的城市化響應系數到2001年為止持續上升，但2002年開始波動下降。按照城市化響應系數的經濟意義來解釋的話，2001年為止，延邊城市化進程對產業結構的影響程度逐步升級，2001年之后開始逐漸減弱。城市化與工業化是相輔相成的關系，因此，延邊城市化進程加速的時候應該推進工業化進程才符合經濟理論。但是，延邊第二產業從20世紀90年代中期開始處于下滑階段，說明這段時期城市化沒有對工業化產生積極影響。而且城市化響應系數下降時反而第二產業又超過第三產業，因此，延邊城市化與工業化之間相輔相成的關系并沒有得到確認。同樣，城市化與第三產業發展之間曾經出現過共同的上升趨勢，但并沒有出現持續穩定的相互影響關系。

總的來說，城市化進程雖然取得一定的成就，但產業結構演變卻不盡人意。城市化發展的同時，產業結構偏離卻越嚴重。其中，第一產業和第二產業的偏離最為嚴重，第一產業存在大量的剩余勞動力，但第二產業偏離加速吸收不了第一產業的剩余勞動力，產值和就業比率嚴重失衡。第三產業穩步發展時曾吸收大量的勞動力，但2009年開始出現剩余勞動力，已經遇到發展的瓶頸問題。城市化和產業結構演變的互動機制似乎并沒有體現出來。

二、計量分析

上述分析中城市化與產業結構演變之間的關系，以下利用計量分析方法進一步進行確認。主要分析第二、第三產業與城市化之間的因果關系，計量步驟依次為單位根檢驗、協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗。

本文中的城市化率采用城鎮人口占總人口的百分比來表示（Urban）。并且，第二產業（G2）和第三產業（G3）的產值占GDP中的比重來表示產業結構的演變。分析中采用的時間序列數據來源于《延邊統計年鑒》2015版。

首先，對各變量進行單位根檢驗。本文采用ADF檢驗方法對變量進行單位根檢驗來判斷其平穩性，檢驗結果（如表1所示）。Urban、G2、G3的ADF值均大于10%顯著性水平的臨界值，都不能拒絕存在單位根的原假設，皆為非平穩的序列。對三個序列一階差分后，三個序列均拒絕了存在單位根的原假設，變成平穩序列（I（1））。

其次，進行協整檢驗。通過單位根檢驗發現Urban、G2和G3三個變量都是相同單整階數序列，說明變量之間可能存在長期穩定的關系，可以采用協整檢驗分析變量之間的長期關系。本文利用Johansen協整檢驗，對這三個變量進行協整檢驗。在進行Johansen協整檢驗之前，需要AIC、SC、LR等準則來確定VAR模型的最佳滯后期階數。由下頁表2可以看出，滯后期為3的VAR模型為最合適。

下頁表3是Johansen協整檢驗結果，r=0的原假設跡統計量為44.97，大于顯著水平為5%的臨界值29.80，表示在5%的顯著水平上拒絕原假設，說明延邊地區城市化水平與第二第三產業結構之間存在一個協整關系。協整關系如下：

G2=2.5309G3-3.4882U （3）

（0.2021） （0.6371）

從協整方程中也可以看出，延邊城市化率對第二產業的發展產生負的影響，城市化的進程并沒有對第二產業結構演變賦予正的影響。

最后，通過格蘭杰因果檢驗進一步確認延邊城市化與第二、第三產業之間的格蘭杰意義上的因果關系（見表4）。因果關系檢驗結果表明，延邊城市化與第二、第三產業之間并不存在因果關系。城市化進程不是第二、第三產業的格蘭杰意義上的原因，反過來第二、第三產業也不是城市化的原因，城市化與產業結構演變的互動機制并沒有得到確認。

隨著經濟的發展產業結構進行升級轉型，又通過升級轉型確保經濟的持續發展是經濟發展過程中的一般性規律。延邊經濟通過三十多年的發展雖然取得了一定的成就，但通過上述分析發現延邊產業結構演變在經濟發展過程中其偏離程度越來越嚴重。計量分析結果也表明，產業結構的失衡導致產業結構演變的城市化機制沒能發揮作用，只能說延邊的城市化進程是隨著經濟發展逐步發展起來的產物，與產業結構的演變并不存在內在的聯系。第二產業對剩余勞動力的吸收欠佳表明延邊工業化進程處于低級階段，而第三產業剩余勞動能力的出現則表示已經呈現其發展的局限性，說明延邊經濟的發展遇到棘手的瓶頸問題，發展的空間十分有限。

結論

本文主要對延邊城市化對產業結構演進的互動機制進行分析，通過城市化與產業結構演變、產業結構偏離度和城市化響應系數以及計量分析發現，延邊城市化與產業結構互動機制之間不存在相應作用機制。

城市化進程和產業結構演變的分析中可以看出，延邊第二產業和第三產業的產值、就業比重變化與城市化率變化不存在相應的互動關系。第二產業的就業空間十分巨大，但恰恰吸收不了第一產業的剩余勞動力，說明工業化與城市化之間的相輔相成關系不成立；第三產業雖然取得顯著的發展，但已經出現剩余勞動力持續發展遇到瓶頸問題。延邊勞動力的流動相悖于經濟理論的從第二產業向第一、第三產業流動。產業結構偏離度和城市化響應系數分析表示，延邊三次產業偏離度越來越嚴重，城市化進程雖然經濟發展可以帶動，但城市化發展對產業結構演變的作用機制并沒有體現出來。目前第一產業和第三產業存在剩余勞動力，但第二產業無法吸收這些剩余勞動力，經濟的持續穩定發展面臨巨大挑戰。

產業結構偏離嚴重的條件下，延邊經濟的發展須從以下兩個方面尋求改革發展（在這里不考慮對外經濟）。第一，穩步推進工業化進程。延邊工業化程度較低，而工業化是區域經濟發展的基石。目前延邊工業面臨的最大問題是產業鏈沒有形成，延邊工業化進程的推進必須圍繞打造產業鏈而展開。產業鏈的形成有助于相關產業的穩定發展，有利于吸納更多的剩余勞動力，工業化將帶動城市化，城市化還要反饋于工業化，形成良好互動機制。第二，努力發展高端服務業。延邊第三產業主要以交通運輸業、社會零售業等傳統部門為主，不斷吸收從其他產業流放出來的就業人員發展壯大的時代已經結束，該產業已經處于飽和狀態，發展空間十分有限。今后應將目光放在金融、保險、服務外包等行業，循序向附加價值高的高端產業轉型升級。