广东省城市化与产业结构互动关系研究——基于协整分析和变参数状态空间模型

曹宗平，吴思思，汪田姣

广东省城市化与产业结构互动关系研究——基于协整分析和变参数状态空间模型

曹宗平，吴思思，汪田姣

【摘要】广东省经济总量连续二十余年居全国之首，城市化水平位于前列，产业结构也日趋合理。然而，省域内四大区域板块间城市化率呈现较强的失衡性，三大产业间也表现出较明显的非协调性与滞后性。通过协整分析和变参数状态空间模型分析，探究广东省区域间城市化水平差异的原因，深入剖析产业结构优化升级与城市化水平提升之间的内在关联性。基于此，指出促进广东省城市化与产业结构良性互动的方向与路径。

【关键词】城市化产业结构协整分析空间模型

【收稿日期】2014－09－20

【中图分类号】F127

【文献标识码】A

【文章编号】1000－5455( 2015) 01－0124－08

【基金项目】国家社会科学基金项目“我国东部地区产业演化与城市化动态协调发展:模式比较与经验借鉴”( 13BJL077) ;华南师范大学华南市场经济研究中心课题“广东省产业转型升级与新型城镇化道路研究”

一、引言

从本质上看，城市化乃是源于城市由于具备“市场接近效应”和“生活成本效应”的比较优势①安虎森:《新区域经济学》，第50—51页，东北财经大学出版社2011年版。，通过城市二三产业的快速发展而创造出更多的相对较高收入的就业岗位，进而吸引农村剩余劳动力大量迁入的动态过程。可见，城市化只是在某一时间节点上区域二三产业在特定地域(即城镇)聚集发展的相对静态的空间载体形式。从这个意义上考察，产业的演进发展与转型升级是城市化由外延拓展到内涵完善的根本动力。纵观数百年来世界发达国家的城市化历程，不难发现，三次产业在城市化的发展过程中渐次发挥过初始动力、支撑动力和后续动力的作用。

显然，在产业发展与城市化的内在关系中，产业发展是根本前提，城市化仅仅是产业发展的空间表现形态而已。尽管已经厘清了产业发展与城市化间的因果关系，但二者之间因果关系究竟呈现哪些表现形式?产业发展影响城市化水平提升的内在机理怎样?三次产业对城市化的作用有何差异?诸多相关问题值得深入探究。

本文以广东省的相关指标为研究样本，依据相关数据来探究广东省城市化与产业结构演进的互动关系。鉴于以往的研究主要采用固定参数模型进行实证分析，无法完全体现城市化与产业结构间的动态关系，本文拟对广东省城市化与产业结构演进之间的关系进行协整分析，并运用变参数状态空间模型的计量分析方法，动态测度广东省城市化与产业结构演进之间的关系，尝试从核心层面上揭示区域城市化发展与产业结构演化升级之间的内在关系，进而为促进二者良性互动提出对策建议。

二、广东省城市化与三次产业结构演变

(一)广东省城市化与产业结构发展历程对照

根据配第－克拉克定理，在区域经济发展过程中，必然会出现不同产业间收入水平的差异和由此引致的就业结构变化，导致不同产业间产值和就业比重呈现出“一二三”向“三二一”分布的格局转变。可见，在区域经济发展过程中产业结构将逐步向高级化演进。同时，城市化作为产业发展的空间动态表现形式，必然在区域产业结构演进优化过程的不同阶段表现出差异化的形式与内容。②崔裴:《城市化与产业结构升级的两种模式》，载《城市问题》2012年第6期。

基于产业结构演变的衡量指标，目前学术界普遍采用库兹涅茨、钱纳里、赛尔奎因等人提出的标准结构方法，即用三次产业的产值和就业结构的比值来判断产业结构是否达到合理化和高级化。

从总体上看(如图1和图2所示)，改革开放以来，受惠于政策优势和区位优势，广东省经济发展水平保持了二十余年的“全国第一”，城市化水平呈现出上升趋势。与此同时，广东省城市化水平的提升与产业结构调整优化过程也基本保持同步。随着广东省经济发展壮大，产业结构也由初级化向高级化演进，城市化水平也迅速得到提高，城市化率由1978年的16. 3%上升至2012年的67. 4%，年均增长率达1. 46%。

从三次产业产值结构来看(见图1)，第一产业产值比重自1982年后一直趋于下降，第二产业产值比重在上升到一定程度后逐渐趋于稳定，第三产业比重保持着上升趋势，2003年后在波动中呈现稳步上升的势头。虽然自改革开放始第二产业产值比重始终高于第三产业，但从增长速度上看，第三产业超过了第二产业，这表明近年来在广东省力推“双转移”政策的作用下，第三产业有了显著发展。从总体上看，自1978年来除了2000—2012年几个年份第二产业产值比重略低于第三产业产值比重外，其他年份均高于第三产业。显然，广东省最近30余年的经济发展路径在很大程度上表现出与配第－克拉克定理的背离。究其原因，政府长期推行的旨在大力发展外向型加工制造业的区域经济政策在很大程度上扭曲了经济发展的正常轨迹，过多的人为干预在强化了第二产业发展的同时压抑了第三产业的发展，从而导致了二三产业产值比重的偏差与错位。

图1　1978—2012年广东省城市化率与三次产业比重变化趋势资料来源:各年份的《广东省统计年鉴》，图2　、图3　同。

从三次产业就业结构考察(见图2)，从1978年开始第一产业就业比重持续下降，第二、三产业就业比重则稳步上升。除了少数几个年份，第二产业就业比重较第三产业就业比重高，这也在某种程度上印证了政府力推外向型劳动密集型生产制造业的政策效果。

图2　1978—2012年广东省城市化率与三次产业就业比重变化趋势

为了便于数据测算和对比，选择非农业人口占总人口比重作为衡量城市化水平的指标。依据该统计口径，系统梳理广东省城市化发展的三个阶段，即1978—1987年的初步发展阶段、1988—1999年的稳步发展阶段和2000—2012年的快速发展阶段。

(二)广东省不同区域城市化水平差异与产业结构差异

由于区位条件、自然禀赋、经济基础、对外开放时序等因素的不同，广东省不同区域在人均GDP、城市化水平和产业结构方面差异较大(见表1)。

就人均GDP而言，经过三十余年的高速发展，珠三角地区经济最为发达，2012年人均GDP达到84 355元，已经进入工业化后期阶段;粤西地区人均GDP为30 271元，占珠三角地区的35. 89%;粤东地区人均GDP为24 315元，占珠三角地区的28. 82%;粤北地区人居GDP仅23 467元，占珠三角地区的27. 82%。从总体上看，与珠三角地区比较，粤西地区人均GDP略高于1/3，而粤东和粤北地区人均GDP则略高于1/4，省域内不同地区经济发展水平差异显而易见。

就城市化水平来说，各地区同样存在较大差别。2012年全省城市化率为67. 4%，其中，珠三角地区83. 8%，远远超过全省均值，而粤东、粤西和粤北地区则分别为59. 0%、39. 7%、45. 3%。可见，广东省城市化水平地区间差异较大，珠三角地区最高，粤东地区次之，粤北地区更低，粤西地区最低，

呈现出依次递减的趋势，最高值与最低值之间竟相差44. 1个百分点。

对比四大区域人均GDP与城市化水平指标，不难发现，作为经济发展水平重要衡量指标的城市化率在粤西地区表现出一定的异常，即粤西地区人均GDP要高于粤东和粤北地区，但其城市化率却相对更低。究其原因，主要表现在三个方面:一是粤西地区面积相对广阔，人口密集度不高，从而提高了GDP的人均值;二是粤西地区不甚发达的外向型加工制造业导致本地城镇没有发生类似于其他三大区域城镇对本地和外地农村剩余劳动力的大量吸纳，从而迅速提高城镇人口比重;三是珠三角地区相对高得多的从业收入、充裕的就业岗位、更多的致富机会反而吸引粤西地区大量优质劳动人口流出。

表1　2012年广东省各地区人均GDP、城市化率等指标对比

从产业结构上看，地区间差别同样明显，产业结构演进依次呈现高中低的水平，与各区域城市化发展水平差异相一致。2012年，珠三角地区非农产业产值已经达到97. 9%，非农就业比重达到90. 1%，非农产业的产值比重与就业比重匹配性较强，非农产业的良性发展也与辖区较高的城市化水平相协调;粤东地区非农产值比重达到91. 1%，但非农就业比重却仅为67%，这说明辖区劳动人口的职业转移大大滞后于产业升级，减少了本地劳动人口更多地从事非农就业而获得更高的收入，这也在很大程度上压抑了本地城市化水平的提升;粤西地区非农产值比重也达到80. 6%，但第一产业就业比重竟然高达53. 7%，产业比重与就业比重错位现象最为明显，辖区1/2以上的劳动人口仍然从事农业生产，城市化水平相对最低就不足为奇了;粤北地区非农产值比重为83. 3%，但从事农业生产的就业人口比重将近占一半，为49. 8%，非农产业的发展尚未发挥对本地农业劳动人口的大量吸纳，城市化水平的提升任重道远。

(三)广东省城市化进程与产业结构偏差度

人们常用结构偏离度指标来衡量产业的就业结构与产值结构之间的偏差，即用某产业的就业比重减去对应的产值比重。当结构偏离度为0时，代表该产业的产业结构和就业结构是平衡的，两者结构均合理;当结构偏离度大于0时，表明该产业有一部分剩余劳动力需要转移，产业的劳动生产率较低;当结构偏离度小于0时，表明该产业劳动生产率较高，应该吸纳更多的劳动力就业。通过对结构偏差度的分析，可以了解不同产业吸收劳动力的情况，进而考察拉动城市化发展的主要产业动力。①于左:《结构偏差、调整方略与经济增速的方向掌握》，载《改革》2013年第7期。

图3　1978—2012年广东省三次产业结构偏差度变动趋势

图3显示，自1978年开始，广东省第一产业结构偏离度持续为正，虽然整体呈下降趋势，但与二三产业相比，其偏离度仍然较大。1978年第一产业的结构偏离度为43. 9，2012年仍保持18. 8，表明第一产业劳动生产率较低，仍有大量剩余劳动力需要转移，其主要原因在于近年来广东省第一产业产值比重虽然降幅很大，但农业现代化水平相对滞后，使得第一产业的就业比重没有降到应有水平，仍然承载着大量农村劳动力就业。

广东省第二产业结构偏离度一直为负偏离，即就业比重小于产值比重，表明第二产业劳动生产率较高，在吸纳劳动力就业方面表现良好，但是其偏

离度从1978年的－32. 9增长为2012年的－6. 5，这意味着第二产业吸纳就业的空间在逐年缩小。其原因在于，实施转型升级战略以来，企业的资本和技术密集度日益提升，在一定程度上表现出对劳动力的排斥。另一个可能的原因是亚洲金融危机后，部分企业因订单减少、搬迁到省外境外、关门倒闭等原因而减少了对劳动力的吸纳。

广东省第三产业结构偏离度也持续表现为负偏离，但波动幅度要明显小于第一二产业。1978年第三产业偏离度为－11. 1，2012年为－12. 3，表现出小幅下降趋势。这表明多年来广东省第三产业吸纳就业的空间没有得到较大幅度拓展，近年来甚至呈现出一定程度的下降。这种态势一方面说明广东省第三产业整体发展水平有待大幅提升，另一方面也可能说明实施中的转型升级战略促进了现代服务业为主体的第三产业的发展，在某种程度上弱化了传统服务业的劳动密集型效应，更突出了技术和资本密集型特征①傅晨:《让农民分享城市化的成果——论城市化的本质及广东城市化偏差的实证研究》，载《学术研究》2008年第4期。。

三、研究方法和变量的选取

(一)研究方法

由于三次产业影响系数受其他因素影响产生比较大的变动，而一般的双对数计量模型通常假设模型参数不变，所以估计出来的结果可能存在较大的偏差。为了尽量消除技术偏差，本文采用变系数的计量模型，以状态空间模型进行估计，可以反映出三次产业对城市化的影响随时间变化的动态情况。

在计量经济学中，状态空间模型用来估计不可观测的时间变量，如理性预期、测量误差、长期收入和不可观测因素等。利用状态空间形式表示动态系统主要有两个优点:一是状态空间模型将不可观测的变量(状态变量)并入可观测模型，并与其一起得到估计的结果;二是状态空间模型利用强有力的迭代算法——卡尔曼滤波( Kalman Filter)来估计的②徐敏:《农业经济发展的财政金融政策效应研究——基于状态空间模型的分析》，载《经济问题》2011年第2期。。

状态空间模型是由一组量测方程状态方程组成。

量测方程: Yt= Xtβt+μtt =1，2……，T

状态方程:βt=φβt－1+εtt =1，2……，T

在量测方程中，βt为可变系数，体现了解释变量对被解释变量影响程度的改变;在状态方程中，假定可变参数βt由AR ( 1)描述，也可扩展为AR( p)。状态空间模型的随机扰动项μt和εt服从均值为0，方差是常数的正态分布，利用卡尔曼滤波算法可以得到变参数的估计值。③张素芹:《中国通货膨胀长期影响因素的研究——基于状态空间模型的时变参数分析》，载《上海经济研究》2012年第6期。

(二)变量的选取

本文选取1978—2012年广东省三次产业产值数据作为研究对象，考虑到人口因素的影响，采用第一产业人均产值( fir)、第二产业人均产值( sec)、第三产业人均产值( thi)作为变量。由于城市化率可以用单一指标或者复合指标表示，并且考虑到广东省相关数据的可获得性，本文选取非农业人口占总人口比重这一单一指标来衡量广东省城市化水平( urb)。同时，为了减轻数据变动幅度以及异方差对计量结果的影响，本文将各变量取自然对数得到的序列lnurb，lnfir，lnsec，lnthi一并纳入计量模型。需要说明的是，本文所用数据均来源于历年的《广东省统计年鉴》。

(三)模型的设定

根据前面的分析，分别构建城市化与三次产业的可变参数状态空间模型。由于状态空间模型受初始值设定影响较大，为提高模型估计效率，本文选定以下方程形式。

本文中方程( 1)为量测方程，这里可以表示城市化与三次产业之间的一般关系，其中b1，t，b2，t，b3，t为状态向量，其变化反映了城市化与三次产业之间的动态关系;方程( 2)、( 3)、( 4)为状态方程，它描述了状态变量的生成过程。

四、实证分析

(一)平稳性检验

为了满足状态空间模型的适用性以及避免序

列不平稳产生的“伪回归”问题，需要对序列的平稳性进行检验。①戴永安、陈才:《东北地区城市化与产业结构演进的互动机制研究》，载《东北大学学报(社会科学版)》2010年第11期。

本文采用ADF检验方法对各序列进行平稳性检验，检验结果如表2所示。

表2检验结果显示，城市化率、三次产业人均产值的自然对数均非平稳。通过对它们的一阶差分形式进行ADF检验，结果分别为－3. 378、－2. 791、－3. 013、－2. 793，与显著性水平对比分析可知，以上时间序列均为一阶单整序列I( 1)，表明城市化水平与产业结构间可能存在某种平稳的关系，它们的关系可以进一步通过协整检验进行分析。

(二)协整检验

通过平稳性检验得知所建立模型中所有变量均为I( 1)即一阶单整，需要对这些变量进行协整检验，以检验变量是否满足状态空间模型的建模要求，由于多个变量之间的相互影响较为复杂，本文采用Johansen and Juselius检验法对模型中各时间序列进行协整检验。进行协整分析前，需要先建立由lnurb，lnfir，lnsec，lnth构成的向量自回归模型( VAR)，为进行协整分析选取最优滞后阶数。

表3给出了根据各种准则选择的VAR滞后阶数，FPE，AIC，HQIC选择的滞后阶数为2，SBIC选择的滞后阶数是1，这里我们选择VAR的滞后阶数为2。但是在Johansen and Juselius检验中，滞后设定是指在辅助回归中的一阶差分的滞后项，不是指原序列，因此，原序列滞后阶数为2，则JJ检验时的滞后阶数为1。

表2　ADF单位根检验结果

表3　VAR滞后阶数选择准则

由表4可知，在包含常数与时间趋势，滞后阶数为1下进行的JJ检验，迹检验与最大特征根值检验给出了相同的结果，在5%的显著性水平下原序列存在2个协整向量，即存在协整关系。这说明lnurb，lnfir，lnsec，lnthi在样本区间内存在长期均衡关系。因此以这四个变量为可观测变量建立的量测方程不存在“伪回归”问题，说明建立状态空间模型分析变量之间的关系是合理的。

(三) Granger因果检验

协整检验虽能检验变量之间是否存在长期均衡关系，但是否存在因果性还需要进一步验证。利用本文的数据进行格兰杰因果检验得到的结果见表5。

表4　Johansen and Juselius检验协整分析结果

表5　格兰杰因果检验结果

由表5中的结果可知，格兰杰因果关系检验并没有完全支持城市化进程对产业结构演进有推动作用，但是却支持了三次产业结构演进对城市化研究有重要作用。检验结果表明，广东省城市化与农业呈双向因果关系，城市化与工业和服务业呈单向因果关系，即城市化与农业互为因果关系，工业和服务业是城市化的格兰杰原因。

(四)状态空间模型估计结果分析

根据eviews5. 0估计结果，广东省城市化与三次产业结构变动的方程为:

lnurb =－0. 217 017－1. 412 422lnfir +

(－2. 074 954＊＊) (－54. 181 00＊＊＊)

1. 101 991lnsec +0. 427 424lnthi

( 13. 144 15＊＊＊) ( 6. 202 836＊＊＊)

由以上结构变动方程可知，广东省第一产业对城市化作用系数的最终一步向前预测值为－1. 412 422，第二产业对城市化作用系数的最终一步向前预测值为1. 101 991，第三产业对城市化作用系数的最终一步向前预测值为0. 427 424。如表6所示，各参数均通过了t检验，说明解释变量是显著的，根据AIC准则和SC准则，该模型具有较好的统计性质。

考察城市化与三次产业互动的关系时，可以通过关注三次产业的影响弹性系数指标来考察三次产业对城市化的影响情况。本文模型中用SV1、SV2和SV3分别代表广东省三次产业对城市化的弹性影响系数。图4给出了SV1、SV2、SV3在1978—2012年的变化趋势。

表6　状态空间模型估计结果

图4　1978—2012年广东省三次产业人均产值对城市化弹性影响

由图4可见，广东省第二产业对城市化水平的推动作用表现为阶段性强化。在改革开放初期，第二产业对城市化的影响不断下降，1981年后对城市化的拉动作用则快速增强，对城市化进程起到显著的推动作用。这是由于改革开放前，广东省地处沿海以及资源匮乏，不是国家投资的重点，工业基础薄弱，使得改革开放最初几年第二产业的发展还没有完全摆脱困境，第二产业发展尚未完全反映到对城市化的推动作用上来。自1980年代后，得益于政策优势和区位优势，广东省通过“三来一补”的贸易模式承接了大量国际传统加工制造业的转移，劳动密集型制造业的迅速崛起推动了工业化水平的超高速提升②郭友群:《人口红利效应、广东经济发展与产业升级》，载《国际经贸探索》2011年第1期。，进而快速拉动了城市化水平。进入1990年代后，广东省充分发挥了地缘、人缘、政策和后发优势，积极吸引和利用外资，引进先进技术和设备，大胆借鉴发达国家和地区的管理经验，以劳动密集型为主体的外向型加工制造业高速发展起来，吸纳了大量省内外劳动力转移就业，城镇人口数量激增，快速工业化大大促进了城市化水平的提高。

图4显示，广东省第三产业对城市化的拉动作用在改革开放初期有一个显著的增强过程，在1985年系数达到0. 8之后开始下降。改革开放后，随着广东省第二产业的超高速发展，作为其配套服务的第三产业也相应地快速发展起来，尤其是商贸餐饮、交通运输等传统服务业发展得到充分发展，使得第三产业一直以高于GDP增长速度不断递增，对GDP贡献率逐渐增大。1990年代后，广东省第三产业对外开放领域不断扩大，从改革开放初期的饮食服务业和旅馆业扩展到商贸、文化、体育、娱乐、卫生、教育、电信、科研、房地产等行业。伴随着第三产业的快速增长，所提供的就业空间不断拓展，容纳了大量农村剩余劳动力转移就业。

显然，广东省城市化水平在此期间快速提升，第三产业的快速发展功不可没。此外，从图4中还可以看出，广东省第三产业对城市化影响系数在1990年后趋于稳定，基本保持在0. 4左右，且略有下降趋势，说明第三产业发展趋于稳定，如果在区域发展政策上没有更大的调整或更强烈的刺激，第三产业很难再对辖区城市化发展提供显著推动作用。

五、结论

本文基于广东省1978—2012年的时间序列数据，分别构建了协整检验、格兰杰因果检验和变参数状态空间模型，借此系统研究广东省城市化与产业结构间互动关系。格兰杰因果检验结果证实广

东省产业结构演进是城市化的格兰杰原因，而变参数状态空间模型估计结果则表明广东省第一产业对城市化有显著负作用，造成这一现象的原因是广东省农业现代化发展水平相对迟缓，农业劳动生产率偏低，在很大程度上阻碍了农村剩余劳动力向城镇非农产业转移。估计结果显示，广东省城市化水平的提高主要是源于第二产业的超高速发展，这表明目前广东省正处于工业化高速发展阶段，城市化进程主要是由工业发展所推动的。同时，此阶段广东省的工业企业主要为低技术含量、低附加值的劳动密集型，这为吸纳农村剩余劳动力创造了巨量的就业空间①王文森:《近年广东产业转移演进趋势及发展对策研究》，载《统计研究》2012年第1期。。广东省第三产业对城市化的拉动作用先增强而后趋于稳定，影响系数保持在0. 4左右，且呈现略有下降趋势，这表明虽然第三产业对城市化有拉动作用，但拉动效果远不如第二产业明显。比较而言，改革开放后广东省长期过于注重发展第二产业，第三产业的发展则显得相对孱弱和滞后，从而造成其对城市化的拉动作用弱化。依据发展经济学核心理论，随着工业化水平的不断提高，第二产业对城市化的推动作用终将呈现逐渐衰减趋势，第三产业将成为推动城市化的后续主要动力。所以，较之于第二产业，发挥第三产业对于广东省城市化的推动作用显得更为必要和紧迫。

展望广东省未来工业化发展路径，要坚持要素驱动向创造驱动转型，促进工业化与信息化深度融合，建立依托自身核心竞争能力、无缝嵌入世界分工链条中高端的现代工业体系。在加快第二产业转型升级进程中，要尽快弥补第三产业发展迟缓的短板，引导和支持第三产业尤其是现代生产服务业迅速壮大，为城市化发展提供强有力的后续动力。广东省发展第三产业，既要强调扩大规模，更要注重优化内部结构。在保持和提高交通运输、仓储和邮政业、批发和零售业、住宿和餐饮业等传统第三产业发展水平的同时，重点发展金融保险业、信息传输和计算机软件业、租赁和商务服务业、科研技术服务业、文化体育和娱乐业、居民社区服务业等新兴现代服务产业，为未来城市化的健康发展提供软硬件支撑。同时，广东省在稳步推进二三产业发展过程中，要高度重视产城融合，走“以人为本”的新型城镇化战略之路。

广东省在继续保持珠三角地区经济快速平稳发展、构建世界级城市群的同时，应加快解决区域内经济发展失衡的问题，提高汕头、湛江、韶关等区域性中心城市的聚集能力和服务管理水平。充分利用实施“双转移战略”和“新型城镇化战略”的双重契机，引导粤东西北地区经济发展和城市化进程尽早进入快车道。(作者简介:曹宗平，湖北广水人，经济学博士，华南师范大学经济与管理学院教授、博士生导师;吴思思，湖北黄梅人，华南师范大学经济与管理学院硕士研究生;汪田姣，湖北麻城人，华南师范大学经济与管理学院博士研究生。)

【责任编辑:于尚艳】