城鎮化數量、質量對產業結構升級的影響—以山東省煙臺市為例

■ 江秀輝　博士　王琳晴　余振紅（、山東工商學院經濟學院　山東煙臺　64005　、四川大學商學院　成都　60064　、山東工商學院工商管理學院　山東煙臺　64005）

城鎮化數量、質量對產業結構升級的影響—以山東省煙臺市為例

■ 江秀輝1博士王琳晴2余振紅3（1、山東工商學院經濟學院山東煙臺2640052、四川大學商學院成都6100643、山東工商學院工商管理學院山東煙臺264005）

本文采用Johansen協整檢驗、Granger因果關系檢驗以及VAR模型，以山東省煙臺城鎮化質量的評價結果為基礎，實證檢驗城鎮化數量和質量對產業結構升級的影響：產業結構升級與城鎮化數量之間存在雙向因果關系，產業結構升級與城鎮化質量之間存在雙向因果關系。新型城鎮化建設不但要著力提高城鎮化的數量，還要關注城鎮化的質量；實現新型城鎮化建設與產業結構升級的有機結合以及推動戶籍制度改革，實現城鄉勞動力市場的統一。

城鎮化數量城鎮化質量產業結構升級

表2　2001-2012年煙臺城鎮化數量

表1　城鎮化質量評價體系

相關研究概述

當前，城鄉二元結構是制約城鄉發展一體化的主要障礙，而城鎮化作為經濟增長和再平衡的動力源，無疑是破解城鄉二元結構、推動產業結構調整、實現城鄉發展一體化的主要手段。因此，城鎮化已上升為國家發展戰略。從城市供求的角度來看，工業化提供了供給，而城鎮化能提供需求，因此要想實現就業增加、經濟增長和城鎮化的協調發展，就需要將城鎮化的發展與產業結構調整相結合，以實現城市產業水平的提高和合理化。

以城鎮化建設質量的提升為核心的新型城鎮化發展模式，得到了國內學者的廣泛關注。夏春萍（2010）認為新型城鎮化能夠通過農業生產向高附加值轉變推進農業現代化的同時深化推動工業化，從而實現產業發展層次的提升。辜勝阻等（2012）提出新型城鎮化在推動工業發展向集約循環、創新驅動等方向轉變的過程中，不但實現了傳統制造業升級，而且能夠使得新型工業化得以實現。魏后凱等（2011）認為新型城鎮化在促進經濟結構轉型和可持續發展的過程中通過生產性服務業、高新技術產業、綠色產業等產業的發展推動了產業結構的升級。國內外學者在城鎮化與產業結構升級關系領域的研究集中于新型城鎮化能否推動產業結構的合理化、高度化。支持者認為城鎮化能夠促進產業升級。Machael（2012）認為世界城市化通過全球范圍內的產業分工和重組推動了產業集聚，尤其是現代新興產業的協同和集聚，從而提升了科學技術水平和創新能力，進而推動了產業升級。Kolko（2010）將城鎮化對產業升級的推動作用歸因為現代服務業的迅速發展和協同集聚。李克強（2012）提出城鎮化在為產業發展提供廣闊的空間同時還需要產業的支持，因此，新型城鎮化是產業結構調整、戰略性新興產業發展和服務業升級的有機融合。然而，也有學者以發展中國家城市化進程為基礎得出城鎮化不利于產業升級的研究結論。Farhana（2012）、鄭有國和魏祿繪（2013）等認為當發展中國家城鎮化達到一定程度，并參與國際產業分工的高級階段時，很容易被淪為全球產業分工鏈的底端，陷入“豐收貧困”陷阱，成為發達國家的“污染天堂”，從而對產業結構的優化轉型產生不利影響；鄭有國和魏祿繪（2013）提出城鎮化過程很容易形成以傳統制造業集聚為核心的發展模式，使得發展中國家的創新能力難以提高并限制新興產業的發展，甚至有可能導致第三產業出現畸形化發展，從而不利于產業結構的升級。

綜上所述，國內外學者在新型城鎮化以及城鎮化與產業結構升級關系領域的研究仍然比較缺乏，并呈現以下特征：其一，大部分學者主要關心傳統城鎮化對產業結構升級的作用，而針對新型城鎮化對產業結構升級影響的研究還有待于加強；其二，研究者們在城鎮化的衡量中主要采用城市化率這一城鎮化速度指標，而新型城鎮化作為涉及經濟、社會、環境等多層面、全方位的體系，還需要采用涉及更多指標的城鎮化質量指標。因此，本文以國內外學者現有的理論研究成果為基礎，結合山東省煙臺市的實際情況，運用非平穩時間序列分析方法，對城鎮化與產業結構升級之間的關系進行實證檢驗。

表3　2000-2012年煙臺城鎮化數量和質量

表4　變量單位根的ADF檢驗

表5　Johansen協整檢驗

指標體系構建與數據來源

在農村人口轉化為城鎮人口的城鎮化過程中，不但使得城鎮數量增加、規模得到不斷擴大，同時也為第二產業和第三產業提供了大量勞動力和巨大的市場需求，使得第二產業和第三產業在城鎮得到集聚發展。從城市供求關系的角度，工業化提供了供給，而城鎮化能夠提供需求，因此要想實現就業增加、經濟增長和城鎮化的協調發展，就需要將城鎮化的發展道路與產業結構調整結合起來，提高以第二產業和第三產業為主體的產業結構層次，從而實現城市產業水平的提高和合理化。城鎮化與產業結構升級存在著相互促進的協調性，只有城鎮化與產業結構升級相協調時，才能實現國民經濟的持續、穩定和健康發展。本文利用有關數據定量分析煙臺市城鎮化與產業結構升級的協調性關系。

城鎮化是人口向城市聚集、城鎮規模擴大以及由此引發的一系列建設所形成的變化過程，其實際是經濟結構、社會結構和空間結構的變遷。而城鎮化的衡量可以從數量和質量兩個角度進行。城鎮化數量一般用城鎮化率進行衡量，所謂城鎮化率是指市人口和鎮駐地聚集區人口占全部人口的比例。相對于城鎮化率，城鎮化質量是一個能夠反映城鎮化水平高低、優劣程度的綜合范疇，不但要反映經濟結構、社會結構和空間結構等城鎮化要素的發展質量，還要體現城鎮化的發展效率和城鄉協調程度，不但要反映城鎮化所帶來的經濟和社會成果，還要反映城鎮化過程中經濟、社會和環境等外部成本。

本文借鑒社科院《城鎮化質量評估與提升路徑研究》創新項目組的城鎮化質量評價體系，從城市發展質量、城鎮化效率和城鄉協調三個維度，構建了城鎮化質量評價體系，如表1所示。

本文城鎮化率CZHL代表城鎮化數量，城鎮化質量指數CZHZL代表城鎮化質量，第三產業就業人口比重代表產業結構升級水平CYJGSJ。數據源于煙臺市2000-2012年城鎮化數量、城鎮化質量和產業結構升級水平的數據。

煙臺地處山東半島藍色經濟區、黃河三角洲高效生態經濟區以及膠東半島高端產業聚集區三大功能區，擁有六個國家級園區、十個省級園區、九個省級旅游度假區和一百多個縣域經濟集中區，為發展“功能區帶動型”城鎮化發展模式提供了先天優勢。2012年，煙臺市國內生產總值達到5281.38億元，規模以上工業的主營業務收入達到12627.04億元，均居于山東省第二位。但城鎮化率只有56.8%，只排到山東省第六位，城鎮化滯后于工業化的狀況比較明顯。第一、第二和第三產業增加值在生產總值的比例依次是7.2%、56.5%和36.3%，服務業相對落后，同時城市公共設施明顯不足，都限制了城市建成區的人口吸納能力。而在以蘋果、梨、櫻桃等經濟作物為主的農業中，現在還沒有辦法運用大型機械。因此，煙臺的城鎮化發展戰略必須發揮工業尤其是制造業的優勢，將城鎮化與就業促進、新興產業培育以及產業結構相結合。

2012年，煙臺的城鎮化數量位于全省第六位，城鎮化率達到56.82%，高于山東省平均水平的52.43%。同時，煙臺的城鎮化發展數量呈現穩步提高的態勢，如表2所示。

鑒于此，煙臺市結合實際，出臺了《煙臺市城鎮化發展綱要（2013-2020年）》，提出了走“功能區帶動型城鄉一體化發展道路”。所謂“功能區帶動型”城鎮化發展模式，實際上以某地區所擁有的不同級別和類型的功能區的示范和集聚功能為核心，促進人口、要素和產業的吸引和聚集，從而實現集經濟、服務、宜居和生態功能為一體的新型城鎮化。

圖1　2000-2012年煙臺城鎮化數量和質量走勢

數據分析與實證檢驗結果

本文評價采用了煙臺市2000-2012年的相關數據，數據主要來源于《煙臺統計年鑒》。在數據的標準化過程中，對于正向指標，其標準化值等于實際值和最大值的比值，而對于反向指標，標準化值等于最小值和實際值的比值，具體的評價結果如表3所示。可見，煙臺市城鎮化在數量和質量總體上均呈現穩步提升的態勢。

具體地，城鎮化質量指數和城市發展質量指數、城鎮化效率指數和城鄉協調指數之間關系如圖1所示。其中，CZHL表示城鎮化率、CZHZL表示城鎮化質量指數、CSFZ表示城市發展質量指數、CZHXL表示城鎮化效率指數和CXXT表示城鄉協調指數。其一，煙臺市城市化發展數量和質量整體上呈現協調發展的態勢，這說明在城鎮化進程中，沒有出現只重視數量而忽略質量的狀況。其二，2000年以來，煙臺市城鎮化質量指數、城市發展質量指數、城鎮化效率指數趨于穩定增長的態勢，而城鄉協調指數除2003年外總體上波動不大，在28左右徘徊。這說明煙臺市在城鎮化的過程中城市發展質量和城鎮化效率都得到了長足的進步，但在城鄉協調發展方面幾乎沒有進展。

首先對變量的時間序列進行單位根檢驗。采用AIC最小原則，用Stata12. 0進行單位根檢驗，結果如表4所示。

表4顯示，序列CYJGSJ、CZHL和CZHZL的 ADF 統計量檢驗值都小于顯著性水平為 5%的臨界值，因此都是非平穩序列；而其一階差分序列的 ADF統計量檢驗值都小于顯著性水平為 5%的臨界值，因此都是非平穩序列；而其二階差分序列的 ADF統計量檢驗值分別均大于顯著性水 平為 5%的臨界值，因此是平穩序列。所以最佳滯后期為2期。

因此，以AIC準則為基礎，選取滯后期為2，建立如下VAR（2）模型：

R2=0.8634 ，F值為69.5125，概率是0.0000。

R2=0.9763 ，F值為454.0631，概率是0.0000。

R2=0.9630 ，F值為285.9426，概率是0.0000。

由結果可知，CYJGSJ、CZHL以及CZHZL的調整可決系數分別為0.8634、0.9763和0.9630， F值分別為69.5125、454.0631和285.9426。這說明整體上模型的擬和效果比較不錯，各個變量之間的線性關系顯著。

協整反映了所選取的變量之間存在的長期穩定的均衡關系，只有當所選取的變量之間存在協整關系時，才可以進行回歸檢驗。如果所選取的變量是同階非平穩單整序列，那么其線性組合就存在長期平穩的均衡關系（即協整關系）。本文運用Johansen 極大似然估計法，根據AIC 信息準則和 SC 準則，進行協整檢驗，結果如表5所示。

由表5可知，CYJGSJ與CZHL以及CYJGSJ與CZHZL在跡檢驗中都通過了5% 臨界值檢驗，存在著唯一的協整關系，而CZHL與CZHZL之間不存在協整關系。

為了進一步分析上述協整關系檢驗結果，采用Granger 因果關系檢驗方法，選擇滯后期為2，檢驗相關變量之間的因果關系，檢驗結果如表6所示。

從因果檢驗結果來看：在煙臺市，產業結構升級與城鎮化數量之間存在雙向因果關系；產業結構升級與城鎮化質量之間存在雙向因果關系；城鎮化數量與城鎮化質量之間不存在因果關系。

表6　Granger因果關系檢驗

結論與政策建議

本文從城市發展質量、城鎮化效率和城鄉協調三個維度，構建了煙臺城鎮化質量評價體系，并對煙臺城鎮化質量進行了評價，采用Johansen 協整檢驗、Granger 因果關系檢驗以及VAR模型，實證檢驗了煙臺城鎮化數量和質量對產業結構升級的影響。基本結論如下：

其一，煙臺市城市化發展數量和質量整體上呈現協調發展的態勢，這說明在城鎮化進程中，沒有出現只重視數量而忽略質量的狀況。其二，2000年以來，煙臺市城鎮化質量指數、城市發展質量指數、城鎮化效率指數趨于穩定增長的態勢，而城鄉協調指數除2003年外總體上波動不大，在28左右徘徊。這說明煙臺市在城鎮化的過程中城市發展質量和城鎮化效率都得到了長足的進步，但在城鄉協調發展方面幾乎沒有進展；其三，產業結構升級與城鎮化數量之間存在雙向因果關系，產業結構升級與城鎮化質量之間存在雙向因果關系。這說明煙臺市產業結構升級，不但促進了城鎮化數量的增加，還提高了城鎮化的質量。同時，城鎮化數量的增加和質量的不斷提高也推動了產業結構的升級。因此，煙臺的新型城鎮化建設要著力做好以下幾點：

其一，新型城鎮化建設不但要著力促進城鎮化，還要關注城鎮化的質量。城鎮化的速度要與經濟發展水平、工業化程度、資源環境承載能力、人口和勞動力吸納能力相協調，否則很容易形成市民化水平比較低、發展方式比較簡單粗放以及城鄉發展不協調等經濟和社會問題。

其二，實現新型城鎮化建設與產業結構升級的有機結合。產業是城鎮發展所必需的物質基礎，而產業集聚在帶動人口聚集的同時，有利于城鎮化發展及其質量的提高。因此，新型城鎮化的推進需要按照優化布局、推動升級、集群發展的要求，通過優化產業結構和完善要素支撐以激活各方面的推動力，壯大城鎮產業實力。

其三，進一步推動戶籍制度改革，降低戶籍制度對勞動力就業的限制，建立有效的就業市場用工需求和反饋的信息機制，完善統籌城鄉的社會保障體系，從而實現城鄉勞動力市場的統一。同時要繼續完善煙臺市的就業促進政策，強化剩余勞動力的就業培訓工作。

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山東省高等學校人文社會科學研究項目“新常態下山東省工業企業低碳經濟效率評價與轉型升級研究”，項目編號：J15WG33

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