城镇化、产业结构与经济增长--基于乌鲁木齐的经验分析-费清.pdf

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1、第11期(总第396期)2016年11月财经问题研究Research on Financial and Economic Issues Number 11 (General Serial No. 396)November, 2016城城镇化、产业结构与经济增长 基于乌鲁木齐的经验分析费 清,卢爱珍(新疆财经大学金融学院,新疆 乌鲁木齐 830012)摘 要:城镇化、产业结构与经济增长的关系一直是学术界关注的热点问题。城镇化发展的质量直接影响产业结构优化升级与经济社会发展进程。本文以1978 2013年乌鲁木齐经济数据为基础,以城镇化水平、产业结构和人均地区生产总值为研究对象,通过构建误差修正模

2、型与因果检验分析,发现乌鲁木齐的经济增长与产业结构之间存在双向的促进关系;经济增长、产业结构对城镇化率有正向作用,但城镇化对其他两者的作用不明显,即城镇化对经济发展的带动不足。基于此,笔者提出乌鲁木齐在实现城镇化与区域经济、产业协调发展的过程中,应注重研究和制定合理的产业政策,实施创新驱动发展战略,加强供给侧结构改革,推进生产性服务业发展等政策建议。关键词:城镇化;产业结构;经济增长;供给侧结构改革中图分类号: F293. 1 文献标识码: A 文章编号: 1000-176X(2016)11-0140-05一、引言及文献综述城镇化、产业结构与经济增长的关系主要体现在以下三个方面:一是城镇化对经

3、济增长和产业结构升级产生的资源集聚、消费拉动和空间支撑作用;二是产业结构升级对城镇化和经济增长的促进作用;三是经济增长对产业结构升级的积累效应与学习效应,及其对城镇化的带动效应。长期以来,城镇化、产业结构与经济增长之间关系研究是学者们普遍关注的热点问题之一。在城镇化方面,国内外许多学者通过各种方式进行了大量的研究。 Moomaw和Shatter1通过实证得出,城镇化会随产业结构调整、人均生产总值的增长而上升。 Black和Vernon2建立了城乡两部门增长模型,分析了土地要素、非农部门等资本投入对农业产出的影响。吴福象和刘志彪3认为,长三角城市群的推进对当地经济转型升级和增长发挥着新引擎作用。

4、程开明4研究发现,城市化水平的提高与经济增长之间存在着较大的正向关系。 Brckner5研究了以非洲为代表的发展中地区,发现在欠发达地区,经济增长对城镇收稿日期: 2016-07-13基金项目:新疆维吾尔自治区社会科学基金项目“新形势下新疆承接产业转移的金融支持研究” (11BJY026);新疆维吾尔自治区普通高校人文社会科学重点研究基地招标课题“区域金融发展促进新疆与中亚贸易投资转型的实证分析”(050113B02)作者简介:费 清(1990-),男,江苏徐州人,助教,硕士,主要从事货币政策与区域金融研究。 E-mail: 15981776183163. com卢爱珍(1965-),女,新疆

5、乌鲁木齐人,教授,博士生导师,主要从事货币政策、区域金融和保险等方面研究。万方数据化水平的提升具有决定性的作用。苏剑和贺明之6通过实证认为,经济方面的变量决定着潜在的城镇化水平,而非经济变量产生的是实际城镇化率与自然城镇化率的离差程度。肖国荣7研究了经济增长、城镇化、产业结构与土地价格之间的相互关系,并得出产业结构与土地价格是负相关关系,而其他相互关系均为正向关系的结论。产业结构的调整带动了生产要素投入方向与方式的变化,进而产生集聚效应,推动城镇化进程。 Pandey8实证发现,劳动力在各产业中的分布变动会对城镇化产生明显的作用。 Gilbert和Joseph9提出城镇化率与第二、三产业占比的

6、提高有着较强的正相关关系,而与第一产业则呈现出负相关的关系。郭克莎10提出,城市化进程与产业结构及相应的就业结构之间有较强的联系,特别是工业化对城镇化进程有着无可替代的作用。王传民11基于系统动力学的分析,提出县域产业构成及各产业间关系与县域经济增长有着密切的关系。王智勇12认为,对西部落后地区而言,促进产业结构升级是实现经济发展的必然要求,应注重以工业化为导向、第三产业跟进。柯善咨和赵曜13利用结构规模协同效应回归拟合法,分析了产业结构和城市规模对我国城市经济效益的协同影响机制,认为不同规模的城市应采取不同的产业与城镇化策略。在我国经济增长与城镇化、产业结构的关系方面,学者们进行了大量的研究

7、。师应来14研究了城镇化与其他经济变量的关系,发现城镇化率、人均生产总值和产业结构有着显著的相关性,但城镇化水平与生产总值中工业增加值占比之间的相关性不高。韩峰和李玉双15认为,城镇化进程有助于湖南省产业结构升级。孙晓华和柴玲玲16通过实证得出,城镇化是影响三次产业中劳动力就业占比变化的重要因素,而第三产业就业占比的上升推进了城镇化水平的提高。杨志海等17针对县域城镇化水平与城乡二元收入格局的关系进行实证,结果表明县域城镇化水平的提升对城乡二元收入结构具有收敛作用。王立新18通过实证得出,产业结构与经济增长的协调发展是城镇化的重要推动力。卢学法和杜传忠19运用广义矩估计方法进行实证检验,发现短

8、期产业结构变动与经济增长之间存在双向Granger因果关系,而较长时期内,产业结构变动不是经济增长的Granger原因。吕炜和谢佳慧20认为,处于不同经济发展阶段的地区在产业结构上存在较大差异,不同地区的城镇化存在着差异化的路径选择。在上述的研究中,学者们或侧重于研究经济增长与城镇化之间的关系,或侧重于分析产业结构与城镇化之间的关系,或针对经济增长、产业结构与城镇化三者之间的关系进行分析。但多数的研究直接将某省、某大片区(例如西北、华北)、甚至全国作为一个整体进行研究,往往忽视了样本区域内部的发展差异,导致相关分析结果的精确性不高,所提出政策建议的针对性不强,缺少对特定城市的经济增长、产业结构

9、与城镇化三者之间关系的定量研究。在总结以往学者研究的基础上,本文利用1978 2013年相关数据,对乌鲁木齐的城镇化水平、产业结构与经济增长的关系进行实证检验,以期掌握乌鲁木齐在上述三个方面的相互作用情况,为制定相关政策提供依据,也为今后研究特定城市的城镇化水平、产业结构与经济增长的关系提供参考。二、研究方法与计量模型1.时间序列平稳性检验本文所采用的协整关系检验、 ECM模型、Granger因果关系等实证方法都要求数据的时间序列是平稳的,所使用的是ADF单位根检验,该检验是零假设检验,即“H0:时间序列yt是非平稳的”。 ADF的基本形式如式(1)所示:驻yt = 琢 + 茁t + 籽yt-

10、1 + 移ki = 1孜i驻yt-i + ut (1)其中, k代表最优滞后阶数,该阶数对检验结果有着重要的统计影响。滞后阶数的确定一般使用赤池准则(AIC)和施瓦茨准则(SC),能使两者的值达到最小的参数k就是最优滞后阶数。若在一定的置信水平下, ADF检验值大于临界值则接受原假设,时间序列非平稳;反之,则拒绝原假设,即时间序列平稳。2. Granger因果检验Granger因果检验的目的是为了确认经济变量之间的因果关系及其作用方向。其检验思路为,设有两个变量x和y,若x的变化引起了y的变化,则x变化的发生应早于y的变化。常用的回归方程为:xt = c1 + 移ri = 1琢ixt-i +

11、移qj = 1茁jyt-j + 着1t (2)其中, C1代表常数项, r代表因变量滞后期141城镇化、产业结构与经济增长 基于乌鲁木齐的经验分析万方数据长度, q代表自变量滞后期长度,随机误差项着1t与变量不相关。为了完成对任何自回归滞后期长度n的Granger因果检验,式(2)采用最小二乘法进行估计, F检验的零假设为茁j =0 (j=1, 2, , n), F统计量基于以下公式计算:F= RSSR-RSSVq伊RSSV (T-2q-1)(3)其中, RSSV代表满足茁j屹 0 (j=1, 2, ,n)条件下式(2)的残差平方和, RSSR代表满足茁j =0 (j=1, 2, , n)时式

12、(3)的残差平方和, T代表样本容量, q代表变量y的滞后期长度。若F统计值比F-分布标准值大,则y不能接受x的零假设,表明y变化是x变化的原因。若检验x对y的因果关系,则将变量y与y的滞后项和x进行回归。如果上述两个检验均否定原假设,则证明变量间存在双向因果关系。(三)误差修正模型误差修正模型(ECM)的基本形式为:驻yt =茁0+茁1驻xt+ (茁2-1) y-茁1+茁31-茁2xt-1+着t (4)其中, y - 茁1+茁31-茁2x是误差修正项,记为ECM。式(4)解释了因变量yt的短期波动驻yt是如何被决定的。一方面,它受自变量驻xt短期波动的影响;另一方面,它取决于ECM。由于EC

13、M反映了变量在短期波动中偏离其长期均衡关系的程度,因而被称为均衡误差。一般地,式(4)中茁2 茁1+茁31-茁2 xt-1, ECMt-1为正,则姿ECMt-1为负,使驻yt减少;反之亦然。这体现了均衡误差对yt的控制。三、经验检验1.指标选取与数据来源本文以城镇人口比率(Ur)代表城镇化,以第二产业占比(Indu)、第三产业占比(Serv)代表产业结构,以人均地区生产总值(Y)代表经济增长情况,选择乌鲁木齐1979 2013年相应指标的数据,使用Eviews 7. 2进行实证分析。数据来源于中国经济与社会发展统计数据库、新疆统计年鉴、新疆国民经济和社会发展统计公报、 新疆五十年等。同时,为了

14、在不影响数据间相互关系的前提下避免多重共线性,本文对数据进行对数化处理。2.数据平稳性检验为检验是否存在时间趋势,本文将对数化后的各变量序列及其一阶差分序列进行平稳性ADF检验,检验结果如表1所示。由表1可知,原序列对数化后不平稳,但其一阶差分序列是平稳的,满足进行协整检验的条件。表1平稳性ADF检验结果变 量ADF检验值(prob. )检验形式临界值结 论lnY -2. 77 (0. 21) (c, t, 1) -4. 04不平稳吟 lnY -5. 08 (0. 00) (c, t, 1) -4. 04平 稳lnIndu -2. 54 (0. 31) (c, t, 1) -4. 03不平稳吟

15、 lnIndu -5. 36 (0. 00) (c, t, 1) -4. 03平 稳lnServ -1. 45 (0. 84) (c, t, 1) -4. 03不平稳吟 lnServ -8. 73 (0. 00) (c, t, 1) -4. 03平 稳lnUr -2. 32 (0. 42) (c, t, 1) -4. 03不平稳吟 lnUr -4. 43 (0. 00) (c, t, 1) -4. 03平 稳3.协整检验本文采用扩展的Johansen检验方法对变量进行协整检验,确定变量间存在的长期线性关系。由表2可知,在零假设情况, 5%临界值水平下,特征根迹统计量与最大特征值检验值大于显著性

16、水平;反之,特征根的迹统计量与最大特征值检验值均小于显著性水平。表2 Johansen协整检验结果原假设特征值统计量临界值(0. 05)概 率不存在0. 22 54. 99 47. 86 0. 01最多是1 0. 10 21. 37 25. 87 0. 16最多是2 0. 04 5. 15 15. 49 0. 79最多是3 0. 00 0. 03 3. 84 0. 86协整检验结果显示,变量之间存在一组协整关系,基于此,本文建立协整方程如下:lnY=-2. 11+0. 83lnIndu+1. 17lnServ+0. 71lnUr(-12. 44) (2. 81) (3. 79) (2. 21)

17、軍R2 =0. 99 F统计量=1 241. 62 D. W=1. 74 (4)而为了检验序列的平稳性,需要对残差项进行检验,结果如表3所示。残差平稳证明变量间存在长期稳定协整关系。第二、第三产业结构、城镇化对人均地区生产总值之间的弹性系数分别是0. 83、 1. 17和0. 71,说明人均地区生产总值每发生1个单位的变化,第二产业会变化0. 83个单位,第三产业会变化1. 17个单位,城镇化率会变化0. 71个单位。241财经问题研究 2016年第11期 总第396期万方数据表3协整方程的残差检验变量ADF统计值5%临界值检验形式结论残差-1. 64 -0. 83 (0, 0, 1)平稳4.

18、误差修正模型为了检验变量间是否存在短期关系,及其长短期自我调节机制的变化情况,本文在协整模型的基础上加入残差系数,对变量一阶差分后构建ECM模型,回归结果如下:驻lnYt=0. 12+0. 91驻lnYt-1+0. 41驻lnYt-2 +0. 79驻lnIndut+ 0. 21驻lnIndut-1 + 1. 03驻lnServt + 0. 39驻lnServt-1 +0. 66驻lnUrt+0. 10驻lnUrt-1-0. 39ECMt-1軍R2 =0. 97 F统计量=288. 13 D. W=1. 55 (5)回归结果通过了显著性检验, 軍R2为0. 97,接近1,说明模型对样本的拟合程度

19、好。 ECM是负值,符合反向修正原则,削弱各变量短期影响从而对模型起到修正作用;但其系数较小,表明短期波动对长期均衡偏离的修正速度较慢。5. Granger因果检验协整检验只能说明城镇化、产业结构和经济增长之间存在长期均衡关系,但并不能对变量之间的因果关系及作用方向进行全面分析,需要通过Granger因果检验确定。确定Granger因果检验的最优滞后阶数为2并进行检验,得出如下结论:人均地区生产总值的对数lnY是对数值lnIndu、 lnServ、 lnUr的Granger原因; lnIndu、lnServ也是lnY的Granger原因;但lnUr不是lnY的Granger原因。特别地,在考察

20、城镇化率与产业结构的因果关系时, lnUr不是lnIndu与lnServ的Granger原因;但lnIndu与lnServ均是lnUr的Granger原因。6.实证结果分析通过上述检验,本文得出以下结论:第一,变量一阶差分后平稳,且存在着一组协整关系。通过协整方程的构建,可得到变量间长期关系的系数分别为0. 83、 1. 17和0. 71,且模型的残差序列平稳,说明变量间存在长期、较明显的稳定关系。第二,误差修正模型表明,人均地区生产总值、城镇化率、第二产业比重、第三产业比重之间存在着短期的关系,模型对样本的拟合程度好。在差分后,滞后两期的人均地区生产总值对当期仍存在正向关系,但与滞后一期相比

21、影响衰退。第二产业比重和第三产业比重对当期人均地区生产总值的作用是正向的,当期的作用效果比滞后一期的大。此外,模型中误差修正系数较小,说明因变量的短期自我修正能力不强,即经济增长在城镇化与产业结构的影响下向稳态增长率的收敛速度慢。第三, Granger因果检验反映出人均地区生产总值与第二、第三产业比重之间存在着双向因果关系;但城镇化率对人均地区生产总值与第二、第三产业比重之间仅存在单向关系,即城镇化不是经济增长与产业结构的Granger原因,但经济增长和产业结构是城镇化的Granger原因。这与传统经济理论及类似实证研究结论不同,体现出本文所选样本城市具有独特性,其城镇化的发展对产业结构和经济

22、增长并没有有效的推动作用。第四,从经济意义通过经验分析可以看出,乌鲁木齐的经济增长能够有效推动城镇化率的提高,但城镇化率对乌鲁木齐经济增长的带动作用不明显。同时,产业结构的升级,第二、第三产业占比的提升是城镇化进程加快的推动力,但其反向关系不明显。由此可见,乌鲁木齐的城镇化水平虽然较高,但城镇化对经济和产业结构调整的贡献程度较低,未能有效地将城镇化进程中所集聚的资本与人力资源转化为生产力。此外,在产业结构与经济增长的关系上,乌鲁木齐第三产业对经济的拉动作用大于第二产业。四、政策建议第一,促进城镇化与经济协调发展。近年来,乌鲁木齐的城镇化率已处于全国前列,为经济发展和产业结构优化升级提供了良好的

23、基础。但结合实证分析结果可知,乌鲁木齐的经济发展与城镇化水平之间出现了不匹配的现象,城镇化进程并未对经济发展和产业结构升级产生有力的推动作用。当前,乌鲁木齐仍在加快推进高铁、会展、白鸟湖、城北新区、古牧地、城南经贸合作区等新区的建设,面对已经出现的问题,应在科学论证的基础上,结合乌鲁木齐实际制定新型城镇化实施方案,避免大跃进式的追求数量,避免粗放式发展,减少对土地财政的过度依赖,优化城市空间布局,实现产城融合。第二,研究和制定合理的产业政策。在“新常态”背景下,乌鲁木齐应结合自身发展实际,将经济发展的重心由数量转向质量,进一步推进产业结构的优化升级。当前,乌鲁木齐实现产业结构的优化升级应从两方

24、面入手:一方面,341城镇化、产业结构与经济增长 基于乌鲁木齐的经验分析万方数据推动农业生产现代化,增强工业企业的自主创新能力,坚持创新驱动,支持传统产业优化升级,培育壮大战略性新兴产业;另一方面,对乌鲁木齐而言,第三产业在国民经济中占比较高,对经济增长的拉动作用强,为此,应抓住“一带一路”战略和“五大中心”建设的重大机遇,积极发展现代服务业,大力发展过境运输,建立国际物流分拨中心。第三,深入实施创新驱动发展战略。近年来,乌鲁木齐较好地利用了后发优势,淘汰落后产能,第三产业对地区经济的带动力较强,产业结构升级取得了阶段性成就。但随着城市发展的饱和,与周边地市的产业相似程度提高,后发优势的利用空

25、间逐步缩小。为此,乌鲁木齐应主动创造自己的先发优势,培育高端要素、高端产业和高端市场,建设创新高地。充分利用城镇化带来的集聚效应,以“一带一路”战略为依托,广泛吸引以技术、品牌和质量为核心的新产品、新产业和新市场,做大做强地方特色,释放新需求,创造新供给,发现和培育新的增长点。第四,加强供给侧结构性改革,推进生产性服务业发展。中央财经领导小组第十一次会议提出要“着力加强供给侧结构性改革”,释放出“十三五”经济转型发展的新信号。面对城镇化推进中出现的问题,乌鲁木齐应针对自身产业结构调整与城镇化发展中的问题,将发展方向锁定新兴领域和创新领域,创造新的经济增长点。特别是要着力推动创新并扩大有效供给,

26、推进生产性服务业发展,促进产业结构的转型升级,推动新型城镇化的质量提升,实现经济社会的协调发展。为此,乌鲁木齐应结合当前实际,重点培育涉及工业生产和人民生活的健康、养老、保险、文体、法律、批发零售、住宿餐饮和教育培训等领域的生产性服务业企业,并在财税、金融、价格、社保和土地政策等方面给予政策激励。参考文献:1 Moomaw, R. L. , Shatter, A. M. Urbanization andEconomic Development: A Bias Toward Large CitiesJ. Journal of Urban Economics, 1996,40 (1).2 Blac

27、k, D. , Vernon, H. A Theory of Urban GrowthJ. Journal of Political Economy, 1999, 107(2).3 吴福象,刘志彪.城市化群落驱动经济增长的机制研究 来自长三角16个城市的经验证据J.经济研究,2008,(11):126-136.4 程开明.中国城市化与经济增长的协调度研究J.商业经济与管理,2010,(9):85-91.5 Brckner, M. Economic Growth, Size of theAgricultural Sector and Urbanization in Africa J .Journ

28、al of Urban Economics, 2012,71(1): 26-36.6 苏剑,贺明之.对中国城镇化进程的一个定量解读J.经济学动态,2013,(9):88-94.7 肖国荣.经济增长、产业结构和城镇化对土地价格影响的实证研究J .价格理论与实践,2014,(10):42-44.8 Pandey, S. M. Nature and Determinants ofUrbanization in a Developing Economy: The Case ofIndia J. Economic Development and CulturalChange, 1977, 25(2):

29、265-278.9 Gilbert, A. , Joseph, G. Cities, Poverty andDevelopment: Urbanization in the Third WorldM.Oxford: Oxford University Press, 1982. 216-217.10 郭克莎.工业化与城市化关系的经济学分析J.中国社会科学,2002,(2):44-45.11 王传民.县域经济产业协调发展模式研究M.北京:中国经济出版社,2006. 63-65.12 王智勇.产业结构、交通、民族与县域经济发展 以云南省为例J.云南财经大学学报,2012,(5):123-131.13

30、 柯善咨,赵曜.产业结构、城市规模与中国城市生产率J.经济研究,2014,(4):76-88.14 师应来.影响我国城市化进程的因素分析J.统计与决策,2006,(10):90-93.15 韩峰,李玉双.城市化与产业结构优化 基于湖南省的动态计量分析J.南京审计学院学报,2010,(4):8-15.16 孙晓华,柴玲玲.产业结构与城市化互动关系的实证检验J.大连理工大学学报(社会科学版),2012,(2):22-27.17 杨志海,刘雪芬,王雅鹏.县域城镇化能缩小城乡收入差距吗? 基于1523个县面板数据的实证检验J.华中农业大学学报(社会科学版),2013,(4):42-48.18 王立新.经济增长、产业结构与城镇化 基于省级面板数据的实证研究J.财经论丛,2014,(4):3-8.19 卢学法,杜传忠.新常态下产业结构变动与经济增长 基于省际动态面板数据的广义矩估计J.管理现代化,2015,(6):19-21.20 吕炜,谢佳慧.农业转移人口市民化:重新认知与理论思辨J.财经问题研究,2015,(10):3-10.(责任编辑:杨全山)441财经问题研究 2016年第11期 总第396期万方数据