我國城市化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其優(yōu)化的互動關(guān)系研究

牛 婷，李 斌，任保平

（1.西安浐灞生態(tài)區(qū)管委會a.博士后科研工作站b.財(cái)政局；2.西北大學(xué)博士后流動站，西安 710024；3.西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，西安 710127）

0 引言

隨著改革力度的加大和開放程度的不斷深化，我國經(jīng)濟(jì)總量的不斷提高，城市化與產(chǎn)業(yè)化程度也在不斷提高，但在城市化當(dāng)中出現(xiàn)了環(huán)境、交通、就業(yè)等各方面問題，產(chǎn)業(yè)化也面臨產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)應(yīng)用、資源等問題，在城市化進(jìn)程中，城市人口比重不斷上升、國民收入增長加快、基礎(chǔ)設(shè)施水平大幅度提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也發(fā)生著變化。同時，城市要可持續(xù)發(fā)展，產(chǎn)業(yè)發(fā)展是基礎(chǔ)，只有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化，才能為城市聚集人氣和財(cái)氣、推動城市發(fā)展。

國內(nèi)外文獻(xiàn)對于城市化與產(chǎn)業(yè)化的研究視角各不相同，但是對于城市化和產(chǎn)業(yè)化的關(guān)系基本得到了一致的結(jié)論，但是由于研究側(cè)重點(diǎn)不同，較少有學(xué)者能從靜態(tài)和動態(tài)兩個角度分析城市化與產(chǎn)業(yè)化之間的關(guān)系，本文利用不同層次的指標(biāo)，構(gòu)建兩種模型進(jìn)而說明城市化與產(chǎn)業(yè)化及其優(yōu)化的互動關(guān)系。本文就是以城市化和產(chǎn)業(yè)化互動關(guān)系為研究對象，并同時分析產(chǎn)業(yè)優(yōu)化和城市化的關(guān)系，從總量和結(jié)構(gòu)兩個層面進(jìn)行剖析，以此了解我國是否存在產(chǎn)業(yè)與城市化的“雙向融合”，對更好地發(fā)展適應(yīng)城市化的產(chǎn)業(yè)、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提高我國城市化水平具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 理論模型

1.1 協(xié)整檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中包含若干經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，指標(biāo)在長期中是均衡的。短期指標(biāo)可能會偏離均值，如果隨時間推移回到均衡狀態(tài)就認(rèn)為存在均衡關(guān)系，反之就不存在均衡關(guān)系，協(xié)整是均衡關(guān)系的統(tǒng)計(jì)表示。

協(xié)整關(guān)系需要滿足序列y的每個分量都是d階單整，存在非零向量β，使得β和向量y的關(guān)系存在（d-b）階單整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)的方法有兩種，本文主要采用的是Johanson協(xié)整檢驗(yàn)。

k維向量時間序列yt的分量間被稱為d，b階協(xié)整，記為 yt～CI(d,b)若滿足：yt～I(xiàn)(d),要求 yt每個分量都是 d 階單整，以及存在非零向量β，使得β′yt～I(xiàn)(d-b)，0＜b≤d的條件，則稱序列yt是協(xié)整，向量β是協(xié)整向量。Johanson協(xié)整檢驗(yàn)的基本思想是：建立一個VAR（p）階模型，模型分量都是一階非平穩(wěn)序列。VAR模型有變量Πyt-1，模型為：

經(jīng)過差分變換Δyt和Δyt-j都變?yōu)槠椒€(wěn)向量，只要Πyt-1是平穩(wěn)的，那么序列yt-1的各分量就具有協(xié)整關(guān)系。設(shè)矩陣Π的秩為r，討論0＜r＜k的情況，這表示存在r個協(xié)整組合，k-r個關(guān)系仍未I(1)關(guān)系，則Π分解為α和β的乘積：

β′yt-1為平穩(wěn)組合向量，β為協(xié)整向量矩陣，r為協(xié)整向量個數(shù)，矩陣α的每一個αi表示第i個方程的r個協(xié)整組合權(quán)重。對于任何非奇異r*r矩陣D，′和αD(D-1β)都等于Π。

因此，將協(xié)整檢驗(yàn)變?yōu)閷仃嚨姆治鼍褪荍ohanson協(xié)整檢驗(yàn)的基本原理。

1.2 ARDL模型

ARDL模型又稱為自回歸分布滯后模型，ARD(p,q1,q2,…qk)模型可以在不需要變量同為單整的情況下，用來檢驗(yàn)變量之間的長期關(guān)系。其模型結(jié)構(gòu)如下：

式中，p表示yt的滯后階數(shù)，qi表示第i個自變量滯后階數(shù)。L是滯后算子。

ARDL建模的步驟有兩步，首先建立與模型相對應(yīng)的誤差修正模型，判斷變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系，接著運(yùn)用模型估算變量間關(guān)系的彈性系數(shù)。

2 動態(tài)關(guān)系檢驗(yàn)

2.1 數(shù)據(jù)搜集及處理

考慮到本文的研究內(nèi)容、數(shù)據(jù)可獲得、全面性等原因，我們主要考察改革開放以后至2011年我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)與城市化之間的關(guān)系。具體來說，指標(biāo)的選取主要有四個，分為兩個層次。四個指標(biāo)分別是“三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)”、“第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)占比”、“第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比”、“城市化率”。指標(biāo)“三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)”以“第二三產(chǎn)業(yè)占GDP比重”進(jìn)行計(jì)算；“第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)占比”以“第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)總?cè)藬?shù)占總就業(yè)人數(shù)比重”計(jì)算；“第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比”以“第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重”計(jì)算；“城市化率”以“城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎亍庇?jì)算。兩個層次分別表示“城市化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系”、“城市化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的關(guān)系”。數(shù)據(jù)跨度從1978～2011年。

具體說來，本文利用Eviews、Excel、Microfit軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。其中，“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)”用“IS”表示，“第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比”用“PTO”表示，“第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)占比”用“PTE”表示，“城市化”用“UR”表示。這些數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)以及國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。為了更好說明數(shù)據(jù)變動的關(guān)系并消除趨勢線性化，本文采用不改變變量關(guān)系的自然對數(shù)，消除時間序列數(shù)據(jù)中存在的多重共線性及劇烈波動問題。

2.2 實(shí)證關(guān)系檢驗(yàn)

正如上文所述，本文采用兩層次說明城市化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其優(yōu)化問題。第一層次利用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城市化指標(biāo)說明整體產(chǎn)業(yè)與城市化的整體狀態(tài)，第二層是運(yùn)用第三產(chǎn)業(yè)相關(guān)變量和城市化指標(biāo)說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與城市化的關(guān)系。

2.2.1 單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)有ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)和DF檢驗(yàn)，本文選擇利用EVIEWS軟件對變量其進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)處理，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由數(shù)據(jù)處理結(jié)果可知變量全部為一階平穩(wěn)的，雖然ARDL不要求同屆單整，但其邊界檢驗(yàn)所依賴的統(tǒng)計(jì)量臨界值表都是基于時間序列，若出現(xiàn)二階平穩(wěn)可能會產(chǎn)生誤差。在單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)行指標(biāo)之間的因果檢驗(yàn)。

2.2.2 因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于指標(biāo)分為兩層次，所以格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)也分為兩部分。一部分是城市化和產(chǎn)業(yè)整體關(guān)系檢驗(yàn)，另一部分是城市化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：

表2 格蘭杰因果檢驗(yàn)

從格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，我國城市化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化不存在雙向因果關(guān)系，與整體產(chǎn)業(yè)比例存在單項(xiàng)因果關(guān)系。這與我國處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的現(xiàn)實(shí)相對應(yīng)，我國當(dāng)前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還處于轉(zhuǎn)型時期，優(yōu)化升級尚處于啟動階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還處于“二一三”階段，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不是我國城市化的原因，而城市化卻拉動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，這同時也說明我國城市化加速了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動進(jìn)程。但是同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級卻與城市化并不互為因果，說明我國產(chǎn)業(yè)與城市化之間的關(guān)系尚處于初級階段，而這雖然可能在長期或短期中存在一定穩(wěn)定關(guān)系，但在目前并不形成良好互動，僅僅存在初級層次的單項(xiàng)變動關(guān)系。

2.2.3 協(xié)整關(guān)系

本文變量皆為同階單整，構(gòu)成協(xié)整檢驗(yàn)的前提。正如前文所述，變量本身不平穩(wěn)，但是變量之間存在穩(wěn)定的組合關(guān)系。鑒于本文變量分為兩層次，分別涉及兩個和三個變量，本文采用Johansen-Juselius檢驗(yàn)方法，根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定無約束的VAR模型的滯后期分別為4和3，因此協(xié)整檢驗(yàn)滯后期確定為3和2。本文對變量協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如下表3。

通過以上檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，無論是整體關(guān)系還是優(yōu)化關(guān)系都存在一組協(xié)整方程，這證明了變量間存在長期協(xié)整關(guān)系。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

2.2.4 ARDL模型

根據(jù)ARDL模型構(gòu)建規(guī)則，本文首先根據(jù)全部變量建立了復(fù)雜的ADRL模型，根據(jù)約束條件，減去不必要變量，得到性質(zhì)良好、關(guān)系明確的模型，這就是下表的“全部變量”和“優(yōu)化關(guān)系”的變化?；貧w結(jié)果如表4所示。

表4 ARDL模型回歸結(jié)果

本文滯后期的選擇按照合理值范圍內(nèi)的最大值選擇，可以看出“整體關(guān)系式”中去掉T值不明顯的INPT、LUR(-3)、LIS(-1)、LIS(-2)和 LIS(-3)變量，“優(yōu)化關(guān)系式”中去掉LUR（-2）、LUR（-3）、LPTO（-2）、LPTO（-3）和LPTE（-2）。從以上分析結(jié)果可知，無論是整體關(guān)系還是優(yōu)化關(guān)系，我國產(chǎn)業(yè)與城市化之間存在長期關(guān)系，尤其是調(diào)整后F值超出了95%置信區(qū)間，拒絕變量之間不存在長期關(guān)系的假設(shè)。并且很明顯的發(fā)現(xiàn)，調(diào)整變量關(guān)系式擬合程度要高于全部變量關(guān)系式。

由表4檢驗(yàn)結(jié)果可知，城市化和產(chǎn)業(yè)化之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，但是長短期中變量的關(guān)系存在差異。短期中，整體關(guān)系式，城市化滯后一至兩期對當(dāng)期有拉動作用，但在滯后四期與滯后二期力度相當(dāng)?shù)饔孟喾?，說明滯后期較長對當(dāng)期城市化反而不利，這可以從城市化建設(shè)規(guī)劃滯后、人口城市化與設(shè)施城市化進(jìn)程不匹配等角度進(jìn)行解釋。產(chǎn)業(yè)化在滯后四期才會對城市化起到正面作用，但作用力度不大，彈性僅為0.19，這和格蘭杰因果關(guān)系的結(jié)果相對應(yīng)，說明產(chǎn)業(yè)化短期內(nèi)還沒有起到拉動城市化的作用。優(yōu)化關(guān)系式中，存在趨勢變動項(xiàng)，說明長期中我國城市化與產(chǎn)業(yè)優(yōu)化存在穩(wěn)定趨勢關(guān)系。城市化滯后一期對當(dāng)期城市化具有較高的彈性，系數(shù)達(dá)到0.95。滯后一期的三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出反而不利于我國城市化進(jìn)程，這可以理解為我國三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展傳統(tǒng)、無序，與我國城市化規(guī)劃不能匹配，但由于三次產(chǎn)業(yè)范圍較廣泛，受眾較多，所以其阻礙力體現(xiàn)的并不強(qiáng)烈，系數(shù)僅為0.12。滯后一期和三期的三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)對城市化反而具有促進(jìn)作用，這一方面說明城市化需要大量人口進(jìn)行支撐，另一方面也不能排除受本文選擇的城市化指標(biāo)的選擇標(biāo)準(zhǔn)。無論是整體關(guān)系式還是優(yōu)化關(guān)系式，誤差修正項(xiàng)均為負(fù)值，符合反向修正原則，并分別以42%和103%的力度將短期偏離拉回到長期均衡中去。長期中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城市化的彈性系數(shù)較大為2.95，說明在長期中城市化與產(chǎn)業(yè)化存在較強(qiáng)烈的拉動關(guān)系，我國城市化還存在較大空間，進(jìn)而拉動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷前進(jìn)。但在優(yōu)化關(guān)系中，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出與城市化存在2.52的彈性系數(shù)，與2.95的彈性相差不大，說明在長期中城市化已經(jīng)逐漸由基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等工業(yè)化建設(shè)領(lǐng)域，轉(zhuǎn)為以拉動第三產(chǎn)業(yè)為主要內(nèi)容，城市逐漸進(jìn)入到多元化服務(wù)型時期。同時，三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)有短期正向影響轉(zhuǎn)為長期負(fù)向影響，這也說明人口與城市資源矛盾在長期中不利于城市化進(jìn)程。

3 結(jié)論

本文以城市化與產(chǎn)業(yè)化為研究對象，通過引入指標(biāo)與模型計(jì)算，認(rèn)為我國產(chǎn)業(yè)化與城市化是一階平穩(wěn)序列。通過格蘭杰因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)變量間除城市化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在單項(xiàng)因果關(guān)系外，其他變量均不存在因果關(guān)系，說明我國城市化與產(chǎn)業(yè)化尚未形成互動作用。利用協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)變量間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，并以ARDL模型找出變量間的長短期關(guān)系，通過變量彈性系數(shù)的差異，我們發(fā)現(xiàn)整體關(guān)系式中的長期關(guān)系作用要強(qiáng)于短期關(guān)系，但二者存在相同的變動方向，但是優(yōu)化關(guān)系式中的長短期變量系數(shù)存在相反的變化。

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