襄阳城镇化与产业结构动态演进实证研究

王礼刚



襄阳城镇化与产业结构动态演进实证研究

王礼刚

(湖北文理学院管理学院，湖北襄阳 441053)

根据1984—2013年襄阳市相关统计数据建立VAR定量模型，运用协整检验、脉冲响应函数和方差分解等方法，对襄阳市城镇化与产业结构的动态演进关系进行实证研究. 研究结果表明：短期来看，第一产业、第二产业对襄阳市城镇化进程有明显促进作用，而第三产业对其城镇化进程的作用不显著；从长期来看，襄阳城镇化与产业结构之间的动态演进存在较为显著的动态均衡关系，城镇化后期水平会对前期水平产生促进作用. 应推进襄阳市产城融合、培育战略性新兴产业与发展现代服务业.

襄阳；城镇化；产业结构；VAR模型

1 问题提出

近年来，党和国家高度重视城镇化健康发展与产业结构调整，国家“十二五”规划纲要、十八大报告、2014年中央经济工作会议都对此做出了重要部署并提出相关要求. 党的十八大报告明确提出：“推进经济结构战略性调整，必须以改善需求结构、优化产业结构、促进区域协调发展、推进城镇化为重点，着力解决制约经济持续健康发展的重大结构性问题. ”这是在新形势下加快新型城镇化进程，把襄阳打造成为“经济发达、文化繁荣、法治优良、功能完善、生态一流、人民幸福”的汉江流域中心城市，并引领汉江流域城市群成为中西部地区绿色增长极的核心板块的现实路径.

随着改革开放程度的不断深化，襄阳作为湖北省域副中心城市，经济总量快速增长，城镇化与产业化程度也在不断提高，但城镇化与三次产业发展显现出以下问题：第一，基础设施欠账多. 中心城区旧城改造起步晚、进展慢，地下管网陈旧、功能薄弱，多个“三无小区”基础设施短缺、人居环境较差，城市生态绿地系统不完整、绿化水平不高. 第二，地方经济支撑力不强. 近年来襄阳第一产业比重持续下降，第二产业和第三产业比重显著上升，但第三产业比重增幅相对于全国、全省同期水平较缓，所占比重也较低. 根据2013年湖北省及襄阳市国民经济和社会发展统计公报，襄阳市人均地方公共财政预算收入为3 438元，低于全省平均水平9.4个百分点；县域经济实力偏弱，纳入全省考核的7个县(市、区)仅有襄州区进入全省一类县(市、区)，还没有一个进入“全国县域经济百强”. 第三，城镇资源环境承载力趋弱，土地城镇化快于人口城镇化. 2006—2012年，全市城镇人口增长42.3%，而城镇用地面积增加了89.8%，二者之比高达2.12，远高于国际公认的合理阀值1.12；农村人口减少了96.5万人，农村居民点用地却新增6.793´107m2. 土地利用粗放. 土地利用率和产出率不高，2013年襄阳市单位GDP地耗为1.054´106m2/亿元，比全省平均水平(约8.97´105m2/亿元)高17.5%；城镇人均建设用地面积达到103.5 m2；农村建设用地人均290 m2，高出国家规定最高限额140m2. 无论是产业结构还是城镇化进程，在空间布局上都存在显著的城乡区域不平衡，在资源环境承载上都面临着越来越大的压力，对于襄阳跨越发展、湖北省“一元多层次”等战略的实现产生较大约束与障碍.

2 文献简述

国外学术界对城镇化与产业结构动态演进问题的研究始于1960s. 比较具有代表性的观点是，美国经济学家Smith Kuznets于1966年提出一个地区从农业生产占主导地位向制造业和服务业占主导地位的产业结构演进过程与该地区的经济增长过程是相互关联的，并且由于产业的属性不同导致产业结构的变动对城镇化进程发生作用[1]. Henderson利用不同国家的横截面数据计算出城市化水平与人均 GDP(取对数)之间的相关系数为0.85[2]；Bertinelli利用半参数方法对 39 个国家 1960—1990 年的面板数据进行估计，发现经济增长与城市聚集之间呈现出 U 形曲线的特征[3]；Jayasuriya利用 71 个国家1980—1998年的面板数据进行分析研究得出，城市化是影响生产效率与国民经济发展的一个重要决定性因素[4]；Luisito Bertinelli也认为，城市化率达到一定门槛值后可以加速人力资本集聚，从而推动经济增长[5].

国内关于产业结构与城镇化互动演进关系的研究，并引起学术界的广泛关注基本是在2000年以后. 相关研究成果主要体现在以下两个方面：1)产业结构与产业发展的协调度评价. 王立新利用2000—2012年省级面板数据，分别从东中西部三个区域对我国经济增长、产业结构与城镇化之间的关系进行实证分析. 研究结果发现，经济增长对所有区域的城镇化均有正向影响，第二产业与第三产业发展水平对不同区域的城镇化影响存在差异. 产业结构与经济增长如果能协调发展，则会加快城镇化. 反之，则会迟滞城镇化[6]. 2)新型城镇化与中国产业结构升级的互动影响. 蓝庆新等通过空间自相关检验和空间局域LISA地图，分析了新型城镇化和产业结构升级在我国各省的分布格局和空间上的相互依赖性，并通过构建空间滞后模型和空间误差模型，探讨新型城镇化对中国产业结构升级的影响. 结果显示，中国新型城镇化和产业结构升级存在显著的空间相关性，具有高水平区域集中、低水平区域聚集的特点[7]. 从现有成果来看，学者们根据不同研究视角对产业结构与城镇化互动发展问题得到不同的结论，但尚存在值得进一步探讨的问题.

目前，汉江流域诸多城镇竞相发展，努力增强自身优势，抢占竞争制高点，争当区域领头羊. 襄阳作为湖北省域副中心城市，城镇化率基本处于全国、全省平均水平，产业发展在汉江中上游同类城市中有相对优势，但尚无绝对实力，推进城镇化与产业转型互融共进的任务大、潜力大、希望大. 并且我国正好处于城镇化与产业结构调整的加速推进期，以城市群带动区域发展的局面基本形成，城镇化将成为引领湖北省发展的重要增长极，湖北省已经把推进城镇化与战略新兴产业发展作为保持经济平稳较快发展的持久动力[8]. 因此，必须抢抓国家、湖北省推进新型城镇化的战略机遇期，加大对襄阳城镇化与产业结构动态演进的作用机理研究. 本文利用计量分析模型探讨襄阳城镇化与产业结构动态演进的互动机理，并根据实证结果提出襄阳产业结构优化与城镇化“双提升”的有效途径，为襄阳实现“物”的城镇化与“人”的城镇化协调发展、新型城镇化与产业特色化相互支撑、共圆“汉江流域中心城市梦”提供理论借鉴与现实依据.

3 模型设定

3.1 指标选择及数据来源

3.1.1城镇化水平指标

城镇化水平的衡量，多采用中国人口普查口径的城镇人口占总人口的比重[9]. 该数据获得相对容易，具有较强的适用性. 也有学者认为采用单一指标不够全面，倾向于建立城镇化发展指标体系来进行研究[10]. 但由于工作量大、资料收集难，而且指标体系的构建目前并没有统一的标准，实际运用比较困难. 笔者认为采用综合指标体系考察城镇化的方法更适合于单独针对城镇化水平及其发展阶段的研究，如果采用综合指标法得出的城镇化水平指标来分析城镇化与产业结构演进的互动机制，往往使两者之间的相互关系更加错综复杂，容易受到城镇化指标体系中一些因素干扰. 所以，本文主要采用城镇人口占总人口的比重()来衡量襄阳市的城镇化水平. 其数据来源于1984—2013年《襄阳统计年鉴》公布的人口数据.

3.1.2各产业结构指标

在产业结构演进方面，农业、工业发展水平和服务业发展程度分别用农业部门()、工业部门()和第三产业()的产出比重表示，相关数据均来自于1984—2013年《襄阳统计年鉴》.

3.2 VAR模型设定

传统经济计量方法是以经济理论为基础来描述变量之间关系的模型，但经济理论通常并不足以对变量之间的动态关系提供一个严谨说明，而且内生变量在方程两端都可以出现使得估计和判断变得更加复杂. 为了解决这些问题，1980年西姆斯(C.A.Sims)将VAR模型引入到经济学[17]，推动了经济系统动态性分析的广泛应用，VAR模型常用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响.

VAR()模型的数学表达式是：

3.3 平稳性检验

计量分析采用Eviews7.2软件. 为了确保变量的平稳性，先对单个变量运用标准的ADF方法进行单位根检验，最佳滞后阶数由SIC准则确定. 为了消除在计量分析中可能出现异方差等因素，对1984—2013年襄阳市城镇化水平、农业产值的比重、工业产值的比重和服务业产值的比重取自然对数值，即分别计为、、、. 检验结果如表1所示. 从表1可以看出，、、、的一阶差分在5%显著性水平下都是平稳的.

表1 变量平稳性检验结果

注：1)检验形式中C，T分别表示单位根检验方程中常数项和时间趋势项，K表示滞后阶数(滞后阶数由AIC和SC准则确定)；2)表示对变量进行一阶差分；3) **表示5%的显著性水平、***表示1%的显著性水平.

3.4 Granger因果关系检验

Granger因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量中. 如果某个变量受到其他变量的滞后影响，则称它们具有Granger因果关系. 为了解释襄阳城镇化水平与各产业产值比重之间的Granger因果关系，可分别对序列和、、进行滞后长度为4期的Granger因果关系检验. 检验结果如表2所示. 结果显示在滞后长度为1期时，第一产业在1%显著性水平下拒绝原假设，说明襄阳市第一产业对城镇化水平具有较为显著的Granger影响，即存在从序列到序列的较为显著的单向因果关系. 同理，在滞后长度为1期时，第二产业在5%显著性水平下拒绝原假设，说明襄阳市第二产业对城镇化水平具有较为显著的Granger影响，即存在从序列到序列的较为显著的单向因果关系；在滞后长度为4期时，城镇化水平在5%显著性水平下拒绝原假设，说明襄阳市城镇化水平对第三产业具有较为显著的Granger影响，即存在从序列到序列的较为显著的单向因果关系.

表2 Granger因果关系检验检验的结果

注：**表示5%的显著性水平、***表示1%的显著性水平.

3.5 VAR模型滞后阶数的确定

VAR模型中的一个重要问题就是滞后阶数的确定. 在选择滞后阶数时，一方面欲使滞后阶数足够大，以便能够完整反映所构建模型的动态特征. 但另一方面，滞后阶数越大，需要估计的参数也就越多，模型的自由度就减少. 所以通常进行选择时，需要综合考虑，既要有足够多的滞后项，又要有足够的自由度. 本文采用LR、FPE、AIC、SC和HQ等准则都选择1 阶滞后，因而选1 阶滞后建立 VAR 模型. Paulsen指出，AIC评价准则倾向于选择过大的滞后阶数[17]. 因此，滞后阶数为1，即VAR(1).

表3 最佳滞后阶数p确定

注：*表示按照此评价准则确定的滞后阶数.

3.6 Johansen协整检验

Johansen在1988年及其本人与Juselius在1990年一起提出的一种以VAR模型为基础检验回归系数的方法，是一种进行多变量协整检验的较好方法[17]. 在滞后阶数为2，假设模型中无常数项和时间趋势项情况下，对、、、进行Johansen协整检验. 表4给出的协整检验结果显示：根据迹统计量和-max统计量都表明，在5%显著性水平上、、、之间存在一个协整关系.

表4 Johansen协整检验结果

注：*表示在5%的显著性水平下拒绝原假设.

相应地，VAR(1)估计结果为：

从VAR(1)估计结果可以看出：城镇化水平每变动1%，其滞后1期项就变动0.771174%，农业滞后1期项变动-0.091041%，工业滞后1期项变动-0.040516%，第三产业滞后1期项变动0.005359%；农业每变动1%，城镇化滞后1期项就变动-0.109733%，农业滞后1期项变动1.481905%，工业滞后1期项变动0.924466%，第三产业滞后1期项变动0.454191%；工业每变动1%，城镇化滞后1期项就变动-0.033072%，农业滞后1期项变动-0.630732%，工业滞后1期项变动-0.046024%，第三产业滞后1期项变动0.510974%；第三产业每变动1%，城镇化滞后1期项就变动0.166107%，农业滞后1期项变动0.201533%，工业滞后1期项变动-0.048134%，第三产业滞后1期项变动1.040713%.

3.7 脉冲响应函数与方差分解分析

脉冲响应函数方法描述的是VAR模型中1个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，本文主要利用脉冲响应函数分析、、、中某个内生变量的随机扰动项一个标准差冲击对另外1个内生变量当前值和未来取值的影响. 脉冲响应函数分析结果如表5所示.

表5 脉冲响应函数分析结果

表6 方差分解结果

表6 方差分解结果

时期数方差 10.023930100.000000.0000000.0000000.000000 20.04056295.228030.4592120.1010404.211719 30.05266889.542422.5866781.4624546.408450 40.06054286.241575.1281233.0723555.557947 50.06594984.620406.7575903.8943974.727611 60.07016184.152937.1687344.0149174.663415 70.07382684.474396.8964633.8720134.757133 80.07729085.118866.4238633.6866764.770598 90.08074785.744565.9365523.5088114.810075 100.08435086.192505.4660753.3184345.022988 110.08826886.418665.0027273.0889945.489617 120.09266886.451934.5404892.8226486.184930 130.09770486.343444.0854472.5410207.030090 140.10353386.119973.6468192.2648027.968409 150.11034085.777073.2308142.0079648.984155

4 结论与对策

本文以湖北省域副中心城市——襄阳为研究对象，通过1984—2013年的相关统计数据，运用VAR模型对城镇化与产业结构之间的动态演进关系进行了实证研究，得到以下结论：

第一，在较短滞后期内，襄阳市第一产业对城镇化水平具有较为显著的单向因果关系，第二产业对城镇化水平也具有较为显著的单向因果关系，即襄阳市第一产业、第二产业增长都是导致城镇化水平提高的重要原因；而在滞后长度相对较长的时期内，襄阳市城镇化水平对第三产业具有较为显著的单向因果关系，说明襄阳城镇化水平提高对第三产业发展有较为明显的促进作用.

第二，从长期来看，襄阳市城镇化与产业结构之间存在长期的稳定均衡关系，襄阳市城镇化进程会促进自身水平的逐渐提高，这种促进作用随着时间推移先上升后逐步下降；而现阶段农业发展对城镇化进程会产生正向促进作用，这种促进作用呈现收敛趋势，工业与第三产业的扰动冲击则会在一段时期内减缓城镇化进程，这种抑制作用随着时间的推移也是逐步减弱的.

第三，从方差分解结果来看，襄阳市城镇化预测方差中有3.23%是由农业产出冲击所引起，2.01%是由工业产出冲击所引起，8.98%是由第三产业产出冲击所引起的，85.78%是由自身冲击引起. 这表明从长期来看，襄阳市城镇化水平的波动主要来自于自身，而三大产业的冲击对城镇化水平波动的贡献度较小，仅在15%以内.

通过以上的实证分析可以得出襄阳城镇化与产业结构之间的动态演进发展存在着一个较为显著的动态均衡关系. 在短期内来看，第一产业、第二产业对城镇化进程有明显促进作用，但随着周期增长，作用效果明显减弱；而第三产业对城镇化进程的作用不显著. 按照诺瑟姆(Ray.M.Northam)的“S”形曲线理论，目前襄阳市城镇化已发展到加速阶段，短期内人口和经济活动迅速向城镇集聚，非农经济活动增加，城镇规模迅速扩张，长期来看农业、工业等部门对城镇化进程的推动作用则会减弱，在城镇化过程中，第三产业的发展在吸纳劳动力就业、增加农民收入、保护资源和生态环境、促进低碳发展、构建完备的城镇体系和统筹城乡一体化发展等方面发挥着不可替代的作用. 但由于襄阳是湖北农业大市，是全国夏粮主产区和商品粮基地之一，第二、三产业发展相对于城镇化进程较为迟缓而言，如何推进三次产业转型升级，特别是加强第三产业对襄阳城镇化进程的推动作用便显得十分必要和紧迫.

针对以上结论，为推动襄阳市城镇化与产业结构动态发展再上新台阶，实现城镇化速度质量效益相协调、人口资源环境相协调，并结合全市经济社会发展现状，本文提出以下对策建议：

1)推进产城融合，发展特色城镇.完善城镇空间结构，优化功能布局，加快推进以中心城区为核心、中小城市为支撑、特色镇为节点、新型农村社区为基础的“四位一体”新型城镇化体系. 牢牢抓住新型城镇化中“人、钱、业、房、事”等5个关键要素，科学确立不同层级城镇发展方向、发展重点、功能配置和设施布局，健全完善城乡生产要素合理配置的市场体系、城乡经济良性互动的有效体制、城乡公共服务和基础设施共同发展的运行机制，推动新型城镇化与产业特色化相互促进、社会公共服务均等化与基础设施现代化同步建设、就业转移和人口聚集协调统一，实现科学发展、特色发展、内涵式发展.

2)把培育战略性新兴产业作为城镇化健康发展与产业结构调整的主攻方向.加快建设先进制造业基地，坚持“传统产业品牌化、新兴产业规模化、主导产业高端化”的思路，放手发展规模、努力把云计算为主的新一代信息技术产业、智能制造为主的高端装备制造产业、纯电动和混合动力为主的新能源汽车产业、再生资源利用为主的循环产业等新兴产业培育成为全国有影响的优势产业，把航空航天、新能源新材料、生物医药、节能环保装备等新兴产业培育成为具有较大规模和核心竞争力的特色产业集群，建设引领产业转型升级的经济中心. 改造提升传统产业. 以完善汽车产业链为核心，着力在引进整车项目上突破，推进核心和关键零部件企业集聚，提高就地配套水平，巩固提升汽车产业龙头地位，打造全国重要的汽车及零部件产业基地. 推动纺织服装、食品、化工等传统产业技术改造、品牌培育、链条延伸、业态创新，形成新的产业优势，提升市场话语权和影响力.

3)加快发展现代服务业.推动服务业优化结构、创新发展，重点发展现代商贸、现代物流、电子商务、文化旅游、金融服务等支柱产业，积极发展信息服务、科技服务、服务外包、健康养老等新兴服务业，形成以现代服务业为主导的发展格局. 推动文化旅游“二次创业”. 以自然为基础、以特色为根本、以文化为灵魂、以市场为导向，深入挖掘“一城两文化”内涵价值，精心塑造“千古帝乡、智慧襄阳”城市品牌，全力推进以襄阳古城、古隆中、鱼梁洲等为代表的一大批文化旅游景区建设.

[1] KUZNETS S. Modern Economic Growth: Rate, Structure and Spread[M]. New Haven and London: Yale University Press, 1966.

[2] HENDERSON J V. The effects of urban concentration on economic growth[R]. NBER Working Paper, 2000.

[3] BERTINELLI L, DUNCAN B. Urbanization and growth[J]. Journal of Urban Economics, 2004, 56(1): 80-96.

[4] JAYASURIYA R, WODON Q. Measuring and explaining the impact of productive efficiency on economic development[J]. World Bank Economic Review, 2005, 19(1): 121-140.

[5] BERTINELLI LUISITO, ZOU BENTENG. Does urbanization foster huamn capital accumulation[J]. The Journal of Developing Areas, 2008, 41(2):171-182.

[6] 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]. 财经论坛, 2014(4): 3-8.

[7] 蓝庆新, 陈超凡. 新型城镇化推动产业结构升级了吗?——基于中国省级面板数据的空间计量研究[J]. 财经研究, 2013(12): 57-71.

[8] 李德炳. 湖北省加快推进新型城镇化战略的思考[N/OL]. 湖北日报, 2011-03-28(6)[2014-11-24]. http://hbrb.cnhubei.com/html/hbrb/20110328/hbrb1338188.html

[9] 杨剩富, 胡守庚, 叶 菁, 等.中部地区新型城镇化发展协调度时空变化及形成机制[J]. 经济地理, 2014(11): 23-29.

[10] 吕 丹, 叶 萌, 杨 琼. 新型城镇化质量评价指标体系综述与重构[J]. 财经问题研究, 2014(9): 72-78.

[11] 曾湘泉, 陈力闻, 杨玉梅. 城镇化、产业结构与农村劳动力转移吸纳效率[J]. 中国人民大学学报, 2013(4): 36-46.

[12] 吴福象, 沈浩平. 新型城镇化、基础设施空间溢出与地区产业结构升级——基于长三角城市群16个核心城市的实证分析[J]. 财经科学, 2013(7): 89-98.

[13] 沈正平. 优化产业结构与提升城镇化质量的互动机制及实现途径[J]. 城市发展研究, 2013(5): 70-75.

[14] 陈晨子, 成长春. 产业结构、城镇化与我国经济增长关系的ECM模型研究[J]. 财经理论与实践, 2012 (6): 85-88.

[15] 申俊玲. 城市化、产业结构调整与城乡收入差距的实证检验[J]. 统计与决策, 2014(6): 136-138.

[16] 谢金箫. 城市化与产业结构演变的理论研究[J]. 学习与探索, 2014(5): 100-103.

[17] 高铁梅. 计量经济分析方法与建模: EViews应用及实例[M]. 2版. 北京: 清华大学出版社, 2009.

(责任编辑：饶 超)

An Empirical Study on the Dynamic Relationship Between Urbanization and Industrial Structure in Xiangyang

WANG Ligang

(School of Management, Hubei University of Arts and Science, Xiangyang 441053, China)

According to the statistical data from 1984 to 2014 of Xiangyang, it built a VAR model by using cointegration test, impulse response function and variance decomposition, etc. to make an empirical study on the dynamic relationship between urbanization and industrial structure. The study finds that the primary industry and the secondary industry have a promoter action to the urbanization process in the short term, but the influence of the third industry is not significant. In the long term, there is a steady equilibrium relationship between urbanization and industrial structure, the latter level of urbanization has a positive effect on the previous. Effective methods should be taken to promote the mixture of the industry and the city, to breed the strategic emerging industry new, and to develop modern services.

Xiangyang; Urbanization; Industrial structure; VAR model

F293.1

A

2095-4476(2015)05-0027-07

2014-12-18

2014年湖北省科技支撑软科学研究项目(2014BKH146); 2014年襄阳市科技局研究与开发计划项目; 湖北省高校优秀中青年科技创新团队项目(T201324); 湖北省高校人文社科重点研究基地湖北文理学院鄂北区域发展研究中心2015年度立项建设成果(2015JDZ001)

王礼刚(1978— ), 男, 湖北襄阳人, 湖北文理学院管理学院副教授, 博士, 主要研究方向: 城市经济.