產業結構跨期動態變遷對新型城鎮化發展的影響
----以成渝城市群為例

楊占鋒,段小梅2,向 琳

(1.內江師范學院 沱江流域高質量發展研究中心,四川 內江 641100;2.重慶工商大學 長江上游經濟研究中心,重慶400067)

1 問題的提出

城鎮化與產業結構調整密不可分,如同一枚硬幣的兩面伴隨著經濟的發展而發展。從本質上看,城鎮化的動態發展變化促進了資源要素在區域的聚集和重新組合,為產業結構的優化調整提供了有效的空間載體;產業結構的優化調整則為城鎮化發展提供了“市場接近效應”和“生活成本效應”等關鍵性的比較優勢,成為城鎮化由外延拓展向內涵完善的根本動力。改革開放以來,我國快速城市化過程已成為世界關注的焦點,以人口衡量的城市化水平在1978年僅有17.92%,2000年上升至36.22%,2011年首次超過50%,達到51.27%。伴隨著城市化水平的快速增長,城市用地規模和空間結構也呈現迅速的擴張,目前以犧牲資源和環境為代價追求規模擴張的“大城市化”發展戰略面臨著三個棘手和突出的問題[1]:一是產業城鎮化可持續發展結構失衡,以空間(土地和資本)為聚焦的城鎮化在一定程度上弱化了城鎮化發展的產業動力,城鎮產業“空心化”發展使城鎮化持續健康發展成為無源之水、無本之木;二是人口城鎮化可持續發展遷轉失衡,城鄉明顯分割的戶籍制度導致“遷而不轉”和“轉而不遷”的現象同時存在,農業剩余勞動力“候鳥式”流動就業向“永久式”遷移轉變進程緩慢,“半城市化”現象較嚴重;三是空間城鎮化可持續發展承載失衡,“經營城市”理念加劇了城鎮化空間擴張與能源消耗和環境污染間的矛盾,能源環境的大量消耗并未等量換回城市功能的增加與改善。

為了消除和解決傳統城鎮化發展過程中出現的上述突出與棘手問題,確保城鎮化發展成為我國全面建成小康社會和經濟轉型升級的重要推動力,我國于2014年正式發布了《國家新型城鎮化規劃(2014—2020年)》,并于2016年印發了《關于深入推進新型城鎮化建設的若干意見》。此外,新型城鎮化建設也被視為撬動國家內需的重要載體。在新型城鎮化建設進程中,只有與時俱進地改進完善過度依賴“土地紅利”與“人口紅利”的傳統發展手段,不斷優化升級產業結構,才能真正實現由注重人口集中的外延拓展向“以人為本”的內涵發展轉變。因此,深入分析探討產業結構優化升級在解決傳統城鎮化各種失衡問題的有效性和推進新型城鎮化發展進程中的動力作用,對揭示兩者間的內在關系,進一步防止城市規模無序擴張和產業結構轉變不協調現象產生,為探討解決以“人”為核心的新型城鎮化發展建設和城市群建設的新路子提供一定的理論參考和現實借鑒。

2 理論分析與文獻探討

在經濟活動中,受土地這一關鍵要素投入的影響,廠商發展在生產的過程中必須考慮空間區位的作用,規模經濟和比較優勢促使廠商的經濟活動在一定的空間集聚,改變了勞動力這一生產要素在城鄉間的重新配置,從而導致城市的出現。科學合理的城市格局要與產業布局緊密銜接,與資源環境承載能力相適應。由于集聚經濟的正外部性所推動的產業結構優化升級是城鎮化發展的根本動力,在很大程度上決定著城鎮化的發展水平[2]。以阿爾弗雷德·韋伯為代表的區位理論研究者認為城市是一種社會生產方式,是不同廠商基于投入品、產出品和要素價格在空間范圍內的變化而進行合理選址的經濟行為,這對城市發展戰略的制定具有很強的指導意義。中心地帶理論貢獻者之一的奧古斯特·廖什論證了一定范圍空間內往往傾向于形成一個基本的中心城市、周邊居民區和工業集聚地帶,首次向人們展示了城市化本身是能獨立于地方性的特殊情況而普遍存在。

目前,國內外學者關于產業結構與城鎮化問題開展了廣泛深入研究。總體上,國外學者主要圍繞城鎮化與工業化的關聯性開展研究,其中霍利斯·錢納里和西蒙·庫茲涅茨是最具代表性的兩位學者。霍利斯·錢納里在《發展的型式:1950—1970》著作中，從理論和實證兩方面闡釋了產業結構與城鎮化的互動關系[3];西蒙·庫茲涅茨則通過詳細考察各國經濟增長過程中三次產業產值變動情況,歸納總結出伴隨工業化進程的產業結構演變規律[4]。國內學者關于產業結構與城鎮化間的關系研究起步較晚,但文獻研究相對豐富。其中,涉及產業結構對城鎮化影響機理的研究成果大體可歸納為兩個方面:一方面是沿著產業結構演進對城鎮化的影響機制路徑開展研究。如李麗萍和郭寶華[5]、施同兵[6]、徐傳諶等[7]、兀晶和高輝[8]從宏觀層面論述了產業結構調整對城鎮化的影響機制,他們的研究發現產業結構調整與演進是驅使城市化發生和發展的動力機制,推動產業結構的優化升級,能有效實現城鎮化水平的提高和經濟的可持續發展。還有學者詳細分析了產業結構演進方向對城鎮化的影響。如肖功為和賀羽中[9]、劉生[10]分析了三次產業漸次升級對城鎮化進程的作用機理,陳立泰和劉藝[11]、張學鵬和李進偉[12]、紀明和杜聰聰[13]分析了產業結構合理化和高級化變遷對城鎮化發展的促進作用。另一方面是沿著產業集聚對城鎮化的影響機制路徑開展研究。如曾煜和陳方亮[14]、白建國和梁紅巖[15]研究分析認為，我國城鎮化水平偏低主要原因在于產業聚集力不強,要通過產業集群的聚集效應促進產業化與城鎮化的同步發展;劉望輝等[16]、馬志東和俞會新[17]、楊仁發和李娜娜[18]實證分析了產業集聚對城鎮化的影響機制。

縱觀已有研究,雖然國內諸多學者對產業結構與城鎮化的關聯問題進行了分析探討,但多數文獻在指標設計上仍采用相對簡單的處理方式,如常用的人口城鎮化指標已不足以真正反映新時期新型城鎮化的綜合內涵,用三次產業比重變化衡量的產業結構調整也難以動態描述產業間及產業內部的變遷關系。在實證分析中,模型構建的變量選擇相對單一,控制變量的選擇多采用新增變量方式解決,忽視了產城互動的融合效應;模型分析多采用普通回歸方法,難以克服因遺漏與解釋變量相關的變量而造成內生性問題,進而導致模型系數估計非線性且有偏情況出現。鑒于現有相關文獻分析研究的不足,本文擬以國家推進新型城鎮化的重要示范區成渝城市群為研究對象,緊密結合經濟發展實際，構建新型城鎮化綜合發展指數和產業結構動態變遷指數,運用動態面板數據模型(系統GMM)估計方法分析兩者間的關聯效應及影響機制。此外,受數據獲取的限制,本文研究的時間段主要集中在2006—2016年,分析使用的數據資料來源于四川省統計局、重慶市統計局官網發布的2007—2017年《統計年鑒》和各市的《統計公報》。考慮到成渝城市群規劃所涉及的重慶市27個區縣勞動力就業方面數據缺失較嚴重,本文將重慶全域作為研究對象之一,從而與四川省的成都市、自貢市、瀘州市、德陽市、綿陽市、遂寧市、內江市、樂山市、南充市、眉山市、宜賓市、廣安市、達州市、雅安市、資陽市共計16個城市作為研究對象。

3 測度指標構建與結果分析

3.1 測度指標構建

產業結構變遷指數:在經濟動態發展進程中,三次產業總是通過不斷調整自身結構來適應并促進經濟持續增長。關于產業結構變遷的度量,多數學者或選取傳統的產值結構,或從產業結構合理化和高級化兩個維度度量。然而,這兩種度量方式多側重于靜態分析,難以較好地體現產業結構跨期變遷的程度特征[19]。為了更加清晰地反映產業結構變遷的跨期動態性和總體系統性,有學者對產業結構變遷的測度方法進行了改進,選取Moore值法來度量產業結構跨期變遷的總體性及變遷方向。Moore值法克服了產業結構變遷傳統測度方法的單一性和局限性,能同時刻畫出產業結構變遷的程度和升級方向,體現了產業結構變遷的動態性與系統性。Moore值的測算公式為:

(1)

(2)

新型城鎮化發展指數:新型城鎮化是一個涵蓋生活、就業、公共服務、居住空間、社會治理和人居環境等多方面關系與屬性的有機整體和動態系統工程[20]。通過優化資源配置的空間布局,建構城鎮“場所精神”、城鎮地域產業價值鏈與地域產業分工體系和“有特色的城鎮充分就業體系”,最終實現城鄉一體化協調發展[21,22]。這是新型城鎮化發展指標體系的構建標準,在對新型城鎮化本質內涵深刻理解基礎上,借鑒現有關于新型城鎮化評價指標體系的研究成果[23-25],從經濟發展水平、社會發展水平、生態發展水平、經濟社會效率和城鎮化同步協調五個方面,遵循全面與重點結合、動態與持續結合、科學和可操作結合的原則,構建出由5個子系統、26個基本變量組成的發展評價指標體系,信息和含義見表1。

在確定各項基本變量的權重系數之后,采用綜合評價方法D=Σwixi(式中,wi為各維屬性指標權重,xi為各維屬性指標標準化后的數值)，計算出各地市2006—2016年成渝城市群新型城鎮化發展指數NUit。

表1 成渝城市群新型城鎮化發展指數的評價體系

3.2 測算結果分析

表2 成渝城市群產業結構變遷與新型城鎮化發展的測算結果

從表2可見,成渝城市群各區域產業結構跨期變遷與其新型城鎮化發展水平緊密相關。從兩指數具體排名情況看,雙核和川東北城市群所轄的5地市排名一致,而成都平原城市群和川南城市群所轄的11地市排名則存在一定差異。其中,自貢市兩指數排名相差最大,新型城鎮化發展水平明顯滯后于產業結構跨期變遷程度,處于成渝城市群中等靠后水平,而產業結構跨期變遷程度僅次于雙核區域,位居第三;其次是雅安,雅安產業結構跨期變遷程度滯后于新型城鎮化發展水平。其他9市兩指數的排名差值絕對值均保持在3以內,說明成渝城市群產業結構跨期動態變遷與新型城鎮化發展具有高度的一致性。

具體到兩個測度指數的變化趨勢,2006—2016年產業結構跨期動態變遷Moore值基本呈現不斷上升趨勢且變化保持一致,極差均處于0.2以內,該變化趨勢說明隨著經濟的穩定增長,成渝城市群各地區產業結構在原有發展基礎上以相對穩定的速度不斷向更高層次變遷升級;靠近成都核心的平原城市群變遷速度最快,川南城市群次之,川東北城市群變遷速度最慢。本文認為各地區自身的經濟發展水平、產業結構及區域經濟增長極的擴散效應是造成這一差異的主要原因。一方面，由于各區域不同經濟發展階段所對應的產業結構在推動經濟發展過程中表現出不同的“結構紅利”,同時經濟體量也在一定程度上對產業結構變遷形成了約束力,阻礙了缺乏基礎條件的產業結構變遷;另一方面，由于雙核之一的成都作為增長極核心,因技術發展水平不斷上升而導致產業結構更替調整升級,被更替下來的產業技術和生產要素便從增長極向周邊區域逐級遞減擴散,從而加快了增長極周邊區域產業結構的調整升級。新型城鎮化發展指數計算結果顯示,成渝城市群16地市新型城鎮化發展指數與對應的經濟和社會發展水平緊密相關,呈現由核心向外圍逐層遞減態勢,且發展差距不斷縮小,16地市發展指數極差由2006年的2.23縮小到2016年的1.99。在變動幅度上,16地市新型城鎮化發展指數呈分化發展態勢,變動幅度為-0.4—0.3。其中,成都、瀘州、綿陽、遂寧、南充、眉山、宜賓和資陽8市發展指數不斷上升,其他8市則不斷下降。

4 模型構建與實證分析

4.1 計量模型構建

產業結構變遷是影響新型城鎮化發展的主要因素之一,為了更好地檢驗兩者間的關聯性,在計量模型構建上需對其他影響因素進行必要控制。關于控制變量的選擇,學術界尚無統一標準,多數學者根據自身分析需要或數據的可獲得性選擇控制變量。為了確保控制變量的科學性,本文借鑒干春暉等[26]的分析方法,將產業結構變遷與新型城鎮化發展指數的交互項作為控制變量引入模型,同時將第一產業規模化(該指標由勞均農業產值、勞均機械總動力、地均農業產值、地均機械總動力4個相對指標綜合衡量,記為Asca)作為外生控制變量引入模型,從而將產業結構變遷與新型城鎮化發展的動態面板模型構建為:

(3)

式(3)因引入自變量與因變量交互項會導致模型內生性問題,本文在運用面板廣義矩估計法進行模型估計時,將被解釋變量的一階滯后項作為工具變量引入模型,并用Hansen給出的關于有效矩估計的J檢驗統計量對工具變量進行過度識別,以此解決模型變量的內生性問題。

4.2 面板數據的平穩性檢驗

為避免對模型實證分析時出現偽回歸問題,本文從相同根情形和不同根情形兩大類面板數據單位根檢驗方法中選取LLC(Levin-Lin-Chu)和Fisher-ADF檢驗方法對截面數據的平穩性進行檢驗,檢驗結果見表3。表3檢驗結果顯示,在10%的顯著性水平上,相同根情形的LLC檢驗與不同根情形的Fisher-ADF檢驗均拒絕了各變量存在單位根,說明截面數據原序列為平穩序列,從而意味著新型城鎮化發展指數、產業結構變遷指數、產城交互項和第一產業規模化4個變量的截面數據是平穩的,可對模型進行系統GMM估計。

表3 截面數據單位根檢驗

4.3 實證結果分析

在估計過程中,將滯后變量作為工具變量,利用兩步系統GMM估計法對所構建的動態面板模型——式(3)進行回歸估計,結果見表4。表4第2列結果顯示,在5%的顯著性水平上,式(3)的二階自相關檢驗顯著性水平P值=0.4080>0.05,故接受原假設“擾動項εit無自相關”,可使用系統GMM;Hansen檢驗顯著性水平P值=1>0.05,無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設,可見模型設定和工具變量選擇是合理有效的。

從表4估計結果可知,滯后一期的新型城鎮化發展指數、產業結構變遷、產城交互項和第一產業規模化的估計系數顯著為正,意味著產業結構變遷、產城交互項和第一產業規模化對成渝城市群新型城鎮化的發展具有一定的促進作用。從影響程度上看,產城交互項對新型城鎮化提升產生了明顯的乘數效應,其值每變動1單位,則新型城鎮化發展指數將平均變動1.78個單位,這一結果表明實現產城“協同效應”在推進新型城鎮化建設過程中的重要作用。產業結構變遷對新型城鎮化發展起到積極的推動作用,Moore值每上升1個單位,則新型城鎮化發展指數平均上升0.54個單位,表明2006—2016年成渝城市群16地市的產業結構優化升級確實發揮了促進新型城鎮化發展提升的結構效應,產業結構呈現出服務于新型城鎮化內涵建設的變遷方向。地區前一期新型城鎮化發展指數與本期發展指數呈顯著正相關關系,表明成渝城市群16地市新型城鎮化發展演進具有較明顯的路徑依賴特征。這種路徑依賴一方面表現為不同地區新型城鎮化發展水平的區域分布相對穩定。即前期新型城鎮化發展水平較高的地區,在后一期仍具有相對較高的發展水平。另一方面表現為同一地區新型城鎮化發展演進呈現出一種相對穩定的連續上升趨勢,較少出現后期對前期大幅波動或突然下降的情形。從外生控制變量(第一產業規模化)的參數估值看,第一產業關聯效應與新型城鎮化發展呈現顯著正相關關系,意味著第一產業規模化經營導致更多農村剩余勞動力流入城鎮,而新型城鎮化建設則是農業要素和產品剩余的蓄水池,通過以工促農、以城帶鄉的方式集約利用土地,為發展現代農業騰出寶貴空間。

表4 產業結構變遷對經濟增長質量影響的估算結果

考慮到新型城鎮化發展影響因素的復雜性,本文在式(3)的分析中僅選擇第一產業規模化作為控制變量進行探討,未將已有文獻研究中涉及的所有因素全部納入,在一定程度上導致模型估計可能存在一定偏差。因此,本文嘗試進一步放寬對控制變量的選擇,僅保留產業結構變遷與新型城鎮化發展指數的交互項和新型城鎮化一階滯后項作為控制變量進行系統GMM估計,回歸結果見表4第三列。相關檢驗再次表明，模型設定和工具變量的選擇均是合理的,將其與第二列相關結果進行對比分析發現,模型估計結果除在數值大小上有所差別外,在符號和顯著性程度上完全一致,意味著本文設定的回歸估計模型——式(3)及其估計結果具有良好的穩健性與可靠性,產業結構變遷及其產城互動對新型城鎮化發展起到顯著的促進作用。

5 結論與建議

新型城鎮化建設是我國全面建成小康社會的重中之重,而第二、三產業優化升級是推進新型城鎮化建設的根本動力。本文結合新型城鎮化發展內涵及產業結構變遷相關理論重新構建了新型城鎮化發展指數、產業結構跨期動態變遷指數和產業結構變遷對新型城鎮化發展影響的實證分析模型,并運用2006—2016年成渝城市群16地市樣本數據分析研究了該區域產業結構變遷對新型城鎮化發展的影響。統計結果表明模型設定、工具變量的選擇和實證結果均通過了穩健性檢驗,且形成以下結論:①成渝城市群各地市新型城鎮化發展演進具有明顯的路徑依賴特征。②各地市產業結構優化變遷能有效解決傳統城鎮化各種失衡問題,在推進新型城鎮化發展進程中的結構效應明顯,發揮了根本動力作用。③有效推進新型城鎮化持續發展的兩條路徑：一是加快各地市城鎮化與產業結構優化調整的有機融合,形成倍增的產城“協同乘數效應”推進新型城鎮化發展;二是加快各地區第一產業規模化的步伐,這樣不但能提升生產效率和農民收入,而且為新型城鎮化發展輸送了過剩勞動力和必要的生產資料,有效推進了新型城鎮化持續發展。

基于以上結論,結合成渝城市群發展規劃要求,本文從產業結構優化變遷和產城“協同效應”方面提出以下對策建議:①充分發揮市場機制,科學引導并優化產業結構變遷與新型城鎮化建設的區域布局。產業結構變遷驅動新型城鎮化發展的動力機制具有內在規律性,忽視規律的盲目行政干預會使傳統城鎮化凸顯的棘手問題再次上演。成渝城市群各級政府要結合該區域新型城鎮化發展具有的明顯路徑依賴特征和不同地市間的發展差距,充分發揮市場機制在成渝城市群突破省市界限進行資源優化配置的決定性作用,尊重廠商在產業集聚過程中的主體地位,科學引導各類生產要素在不同地市間的合理順暢流動,優化成渝城市群產業結構變遷和新型城鎮化建設的區域布局,加強對成渝城市群各區域不同層級城鎮功能定位和發展規模的指導和規劃。成都和重慶“雙核”應以建成國家中心城市為目標,強化城市長遠規劃建設管理,加快發展新經濟,充分發揮自身新型城鎮化建設能沿軸帶向外圍城市群的輻射示范作用,全力打造支撐成渝城市群發展的“脊梁”。川南、南遂廣與達萬三個城鎮密集區要加強與成渝發展主軸城市群的合作,加快基礎設施建設,創造良好的投資環境,按照比較優勢原則和產業分工原理,積極對接發展主軸的產業轉移,促進區域梯度聯動與“一軸兩帶、雙核三區”空間格局的形成。②處理好產業政策和競爭政策之間的關系,有力提升產城融合的協同合力效應。產城融合的“協同乘數效應”對成渝城市群新型城鎮化的發展具有顯著的倍增效應,兩者的協同步伐出現較大偏差,勢必會導致雙方的相互作用效果不顯著,甚至會抑制彼此可持續發展。因此,成渝城市群在新型城鎮化建設過程中要緊密結合新型城鎮化建設內涵,加快產業政策的轉型,處理好產業政策和競爭政策的關系,從以產業政策為中心轉向以競爭政策為基礎,進一步強化產業政策的功能指向性,有序推動不同區域間的產業轉移與承接,促進不同區域間的產業合理分工和協作,引導產業集群緊密圍繞具有相對優勢的城市群形成規模效應。要加大力度推進新型城鎮化發展與產業結構調整的有機融合,有效發揮新型城鎮化進程中城鎮居民“示范效應”和農村居民“追趕效應”,同時通過產業結構調整來解決農村轉移人口市民化過程中的就業問題,防止在新型城鎮化建設過程中以犧牲農村發展來謀求城鎮進步的老路重復上演。③加強產業技術水平改進和效率產出,助推新型城鎮化高質量發展。產業結構變遷得益于技術水平的改進和產出效率的提高。成渝城市群要充分發揮重慶和成都兩個國家創新型城市和綿陽國家科技城等創新資源優勢,各地市要基于原有優勢產業基礎確立適宜的產學研合作模式,建立健全產學研協同創新運行機制,強化科研成果的轉化應用,不斷提升改進支撐自身優勢產業的技術水平和生產效率,逐漸圍繞技術創新形成“產業興城,以城聚產”的新型城鎮化建設之路,有力助推產業結構變遷與新型城鎮化建設有序協調發展,進而更好地推動成渝城市群的培育與發展。