产业承接与城镇化互动关系分析<br/>——以天津市为例

产业承接与城镇化互动关系分析
——以天津市为例

2016-06-18北京林业大学水土保持学院洪佳雨

中国商论 2016年11期

北京林业大学水土保持学院　洪佳雨

产业承接与城镇化互动关系分析
——以天津市为例

北京林业大学水土保持学院洪佳雨

摘要：本文利用协整检验理论、格兰杰因果检验理论，对天津市城镇化水平和产业承接量进行实证研究。结果表明，产业转移效应确实给天津城镇化发展带来了显著的效果，并且城镇化水平能够促进和引导产业转移，两者之间存在长期均衡的关系。本文对于合理引导和有效促进京津冀地区协同发展具有重要意义。

关键词：产业转移城镇化天津计量分析

自十六大将城镇化上升为国家战略以来，城镇化问题一直是学术界关注的热点问题。近年来，随着我国沿海地区产业转型升级步伐的加快，沿海产业加速向外转移，对带动中西部地区的发展发挥了重要作用。

在京津冀协同发展及疏解北京“非首都”功能战略背景下，京津冀地区产业格局发生了重大变化，天津依托良好的区位优势和相关政策的支持，成为承接北京产业转移的重要节点。

本文将基于天津2000年～2015年天津城镇化水平和产业承接效应相关指标，探讨产业承接与天津城镇化发展的相互影响。通过计量分析，验证产业承接是否推动天津城镇化发展，以为进一步引导京津冀产业转移，促进京津冀一体化发展提供政策建议。

1　天津产业承接推动城镇化机理分析

城镇化动力与产业转移效应的相关研究表明，城镇化动力的产生受到多种因素的综合影响，其中最为明显的是产业结构的演进。从国内外历史经验上看，以上两者存在着同时平行发展的特点。

城镇发展需要有产业的支撑。由于产业承接地与产业转出地之间的城镇化发展水平存在明显的差距，因而产业转移可以快速为承接地带来新的人口、资本、技术等生产要素的流入，进而促进产业结构的优化升级，调整产业的空间布局等，快速推动城镇化的发展。

2　天津产业承接推动城镇化计量分析

本文将进一步对天津城镇化率和产业承接量进行协整检验，研究其产业承接与城镇化的发展水平是否存在长期稳定均衡的线性关系，然后再通过格兰杰因果检验，验证产业承接与城镇化之间是否存在互动关系。

2.1数据与指标的选取

数据均来自2000年～2015年的《天津市统计年鉴》，利用城镇化率（urb）表示天津市城镇化水平，即用城镇常住人口比重表示，以实际利用内资额和经过当年汇率换算的FDI值之和表示产业承接总量（trans）。

由于两个变量存在着单位不统一、异方差等特性，将各时间序列数据进行对数转化，不会改变原有数据的协整关系，并且能够使趋势线性化，消除时间序列存在的异方差现象。所以分别对urb和trans取自然对数处理，即lnurb、lntrans。

2.2平稳性检验

表1　天津市产业承接与城镇化水平概况

表2　ADF单位根检验结果

表3　ECM序列进行单位根检验结果

本文将通过协整检验，验证城镇化率与产业承接量之间是否具有长期均衡的线性关系。大多数时间序列都是非平稳的，对非平稳序列直接回归会产生伪回归现象，即是时间序列的高度相关是由于二者同时随时间变化同时呈现出上下的变化，并不存在真正的相关关系。如果数据是非平稳的，进行回归将导致“伪回归”现象，导致结论无效。

所以在对时间序列数据进行分析时，先进行平稳性检验。利用Eviews9.0，采用ADF检验，得到的检验结果经整理，如表2。

根据表2的单位根检验结果，lnurb、lntrans均不能够拒绝存在单位根的零假设，因为认为两个序列均为非平稳序列，因此需要进行差分后，再次进行单位根检验。一阶差分后的序列分别表示为Dlnurb、Dlntrans，仍不能够拒绝存在单位根的零假设，因为认为两个差分序列依旧是非平稳序列，因此需要二阶差分后，再次进行单位根检验。

二阶差分后的序列分别表示为DDlnurb、DDlntrans，均能够拒绝存在单位根的零假设，因为认为这两个序列均为平稳序列，不存在单位根。

因此，DDlnurb和DDlntrans均在1％水平下二阶平稳序列，可以进行协整检验以验证是否存在长期均衡关系。

2.3协整检验及回归分析

这里采用“E-G两步法”进行协整检验。

第一步，对两个变量进行回归方成估计，估计模型为：

lnurb=C（1）*lntrans+C（2）+u

通过Eviews9.0软件，可以得到回归结果：

lnurb = 0.05131* lntrans+3.9701+u

（24.85186）（260.6506）

通过该一元回归估计方程，可以得到回归的残差序列，将其命名为ECM。

此处还可以得到解释变量lntrans和被解释变量lnurb的关系，即lntrans的t统计量为24.85186，说明该变量显著性良好。其对应的估计系数为0.05131，因此可以认为，当trans增大1％，会伴随着urb增大0.05131％位。

第二步，对ECM序列进行单位根检验，以验证序列的平稳性。

因此，残差序列lnurbm为平稳序列，E-G两步法检验结束。综上所述，可以认为产业承接量与城镇化率之间存在显著的协整关系。

2.4格兰杰因果检验

上文的协整检验结果只能表明两个变量之间显著相关，但这不代表产业承接量与城镇化率之间就一定存在着因果关系。格兰杰认为“过去可以预测现在”，因此，接下来本文将利用格兰杰因果检验来验证产业承接与城镇化之间的因果关系，得到的结果如表4。

表4　格兰杰因果检验

由上可知，在2000年～2015年内，对于原假设“lnurb不是lntrans的格兰杰原因”，格兰杰因果检验对应的p值小于0.1，因此可以拒绝原假设，即认为lnurb代表的城镇化水平是lntrans代表的产业承接量的格兰杰原因，lnurb代表的城镇化水平，能够引导、促进lntrans代表的产业承接量发生变化，是产业转移的前区信号。

2.5计量分析结论

通过协整检验，可以看到天津市承接产业转移与城镇化发展水平之间存在着长期均衡的正相关关系；通过格兰杰检验，验证了天津市承接产业转移与城镇化之间存在互动关系，从而实证了产业转移与城镇化发展的相关理论。