产业结构跨期动态变迁对新型城镇化发展的影响----以成渝城市群为例

杨占锋,段小梅2,向 琳

(1.内江师范学院 沱江流域高质量发展研究中心,四川 内江 641100;2.重庆工商大学 长江上游经济研究中心,重庆400067)

1 问题的提出

城镇化与产业结构调整密不可分,如同一枚硬币的两面伴随着经济的发展而发展。从本质上看,城镇化的动态发展变化促进了资源要素在区域的聚集和重新组合,为产业结构的优化调整提供了有效的空间载体;产业结构的优化调整则为城镇化发展提供了“市场接近效应”和“生活成本效应”等关键性的比较优势,成为城镇化由外延拓展向内涵完善的根本动力。改革开放以来,我国快速城市化过程已成为世界关注的焦点,以人口衡量的城市化水平在1978年仅有17.92%,2000年上升至36.22%,2011年首次超过50%,达到51.27%。伴随着城市化水平的快速增长,城市用地规模和空间结构也呈现迅速的扩张,目前以牺牲资源和环境为代价追求规模扩张的“大城市化”发展战略面临着三个棘手和突出的问题[1]:一是产业城镇化可持续发展结构失衡,以空间(土地和资本)为聚焦的城镇化在一定程度上弱化了城镇化发展的产业动力,城镇产业“空心化”发展使城镇化持续健康发展成为无源之水、无本之木;二是人口城镇化可持续发展迁转失衡,城乡明显分割的户籍制度导致“迁而不转”和“转而不迁”的现象同时存在,农业剩余劳动力“候鸟式”流动就业向“永久式”迁移转变进程缓慢,“半城市化”现象较严重;三是空间城镇化可持续发展承载失衡,“经营城市”理念加剧了城镇化空间扩张与能源消耗和环境污染间的矛盾,能源环境的大量消耗并未等量换回城市功能的增加与改善。

为了消除和解决传统城镇化发展过程中出现的上述突出与棘手问题,确保城镇化发展成为我国全面建成小康社会和经济转型升级的重要推动力,我国于2014年正式发布了《国家新型城镇化规划(2014—2020年)》,并于2016年印发了《关于深入推进新型城镇化建设的若干意见》。此外,新型城镇化建设也被视为撬动国家内需的重要载体。在新型城镇化建设进程中,只有与时俱进地改进完善过度依赖“土地红利”与“人口红利”的传统发展手段,不断优化升级产业结构,才能真正实现由注重人口集中的外延拓展向“以人为本”的内涵发展转变。因此,深入分析探讨产业结构优化升级在解决传统城镇化各种失衡问题的有效性和推进新型城镇化发展进程中的动力作用,对揭示两者间的内在关系,进一步防止城市规模无序扩张和产业结构转变不协调现象产生,为探讨解决以“人”为核心的新型城镇化发展建设和城市群建设的新路子提供一定的理论参考和现实借鉴。

2 理论分析与文献探讨

在经济活动中,受土地这一关键要素投入的影响,厂商发展在生产的过程中必须考虑空间区位的作用,规模经济和比较优势促使厂商的经济活动在一定的空间集聚,改变了劳动力这一生产要素在城乡间的重新配置,从而导致城市的出现。科学合理的城市格局要与产业布局紧密衔接,与资源环境承载能力相适应。由于集聚经济的正外部性所推动的产业结构优化升级是城镇化发展的根本动力,在很大程度上决定着城镇化的发展水平[2]。以阿尔弗雷德·韦伯为代表的区位理论研究者认为城市是一种社会生产方式,是不同厂商基于投入品、产出品和要素价格在空间范围内的变化而进行合理选址的经济行为,这对城市发展战略的制定具有很强的指导意义。中心地带理论贡献者之一的奥古斯特·廖什论证了一定范围空间内往往倾向于形成一个基本的中心城市、周边居民区和工业集聚地带,首次向人们展示了城市化本身是能独立于地方性的特殊情况而普遍存在。

目前,国内外学者关于产业结构与城镇化问题开展了广泛深入研究。总体上,国外学者主要围绕城镇化与工业化的关联性开展研究,其中霍利斯·钱纳里和西蒙·库兹涅茨是最具代表性的两位学者。霍利斯·钱纳里在《发展的型式:1950—1970》著作中，从理论和实证两方面阐释了产业结构与城镇化的互动关系[3];西蒙·库兹涅茨则通过详细考察各国经济增长过程中三次产业产值变动情况,归纳总结出伴随工业化进程的产业结构演变规律[4]。国内学者关于产业结构与城镇化间的关系研究起步较晚,但文献研究相对丰富。其中,涉及产业结构对城镇化影响机理的研究成果大体可归纳为两个方面:一方面是沿着产业结构演进对城镇化的影响机制路径开展研究。如李丽萍和郭宝华[5]、施同兵[6]、徐传谌等[7]、兀晶和高辉[8]从宏观层面论述了产业结构调整对城镇化的影响机制,他们的研究发现产业结构调整与演进是驱使城市化发生和发展的动力机制,推动产业结构的优化升级,能有效实现城镇化水平的提高和经济的可持续发展。还有学者详细分析了产业结构演进方向对城镇化的影响。如肖功为和贺羽中[9]、刘生[10]分析了三次产业渐次升级对城镇化进程的作用机理,陈立泰和刘艺[11]、张学鹏和李进伟[12]、纪明和杜聪聪[13]分析了产业结构合理化和高级化变迁对城镇化发展的促进作用。另一方面是沿着产业集聚对城镇化的影响机制路径开展研究。如曾煜和陈方亮[14]、白建国和梁红岩[15]研究分析认为，我国城镇化水平偏低主要原因在于产业聚集力不强,要通过产业集群的聚集效应促进产业化与城镇化的同步发展;刘望辉等[16]、马志东和俞会新[17]、杨仁发和李娜娜[18]实证分析了产业集聚对城镇化的影响机制。

纵观已有研究,虽然国内诸多学者对产业结构与城镇化的关联问题进行了分析探讨,但多数文献在指标设计上仍采用相对简单的处理方式,如常用的人口城镇化指标已不足以真正反映新时期新型城镇化的综合内涵,用三次产业比重变化衡量的产业结构调整也难以动态描述产业间及产业内部的变迁关系。在实证分析中,模型构建的变量选择相对单一,控制变量的选择多采用新增变量方式解决,忽视了产城互动的融合效应;模型分析多采用普通回归方法,难以克服因遗漏与解释变量相关的变量而造成内生性问题,进而导致模型系数估计非线性且有偏情况出现。鉴于现有相关文献分析研究的不足,本文拟以国家推进新型城镇化的重要示范区成渝城市群为研究对象,紧密结合经济发展实际，构建新型城镇化综合发展指数和产业结构动态变迁指数,运用动态面板数据模型(系统GMM)估计方法分析两者间的关联效应及影响机制。此外,受数据获取的限制,本文研究的时间段主要集中在2006—2016年,分析使用的数据资料来源于四川省统计局、重庆市统计局官网发布的2007—2017年《统计年鉴》和各市的《统计公报》。考虑到成渝城市群规划所涉及的重庆市27个区县劳动力就业方面数据缺失较严重,本文将重庆全域作为研究对象之一,从而与四川省的成都市、自贡市、泸州市、德阳市、绵阳市、遂宁市、内江市、乐山市、南充市、眉山市、宜宾市、广安市、达州市、雅安市、资阳市共计16个城市作为研究对象。

3 测度指标构建与结果分析

3.1 测度指标构建

产业结构变迁指数:在经济动态发展进程中,三次产业总是通过不断调整自身结构来适应并促进经济持续增长。关于产业结构变迁的度量,多数学者或选取传统的产值结构,或从产业结构合理化和高级化两个维度度量。然而,这两种度量方式多侧重于静态分析,难以较好地体现产业结构跨期变迁的程度特征[19]。为了更加清晰地反映产业结构变迁的跨期动态性和总体系统性,有学者对产业结构变迁的测度方法进行了改进,选取Moore值法来度量产业结构跨期变迁的总体性及变迁方向。Moore值法克服了产业结构变迁传统测度方法的单一性和局限性,能同时刻画出产业结构变迁的程度和升级方向,体现了产业结构变迁的动态性与系统性。Moore值的测算公式为:

(1)

(2)

新型城镇化发展指数:新型城镇化是一个涵盖生活、就业、公共服务、居住空间、社会治理和人居环境等多方面关系与属性的有机整体和动态系统工程[20]。通过优化资源配置的空间布局,建构城镇“场所精神”、城镇地域产业价值链与地域产业分工体系和“有特色的城镇充分就业体系”,最终实现城乡一体化协调发展[21,22]。这是新型城镇化发展指标体系的构建标准,在对新型城镇化本质内涵深刻理解基础上,借鉴现有关于新型城镇化评价指标体系的研究成果[23-25],从经济发展水平、社会发展水平、生态发展水平、经济社会效率和城镇化同步协调五个方面,遵循全面与重点结合、动态与持续结合、科学和可操作结合的原则,构建出由5个子系统、26个基本变量组成的发展评价指标体系,信息和含义见表1。

在确定各项基本变量的权重系数之后,采用综合评价方法D=Σwixi(式中,wi为各维属性指标权重,xi为各维属性指标标准化后的数值)，计算出各地市2006—2016年成渝城市群新型城镇化发展指数NUit。

表1 成渝城市群新型城镇化发展指数的评价体系

3.2 测算结果分析

表2 成渝城市群产业结构变迁与新型城镇化发展的测算结果

从表2可见,成渝城市群各区域产业结构跨期变迁与其新型城镇化发展水平紧密相关。从两指数具体排名情况看,双核和川东北城市群所辖的5地市排名一致,而成都平原城市群和川南城市群所辖的11地市排名则存在一定差异。其中,自贡市两指数排名相差最大,新型城镇化发展水平明显滞后于产业结构跨期变迁程度,处于成渝城市群中等靠后水平,而产业结构跨期变迁程度仅次于双核区域,位居第三;其次是雅安,雅安产业结构跨期变迁程度滞后于新型城镇化发展水平。其他9市两指数的排名差值绝对值均保持在3以内,说明成渝城市群产业结构跨期动态变迁与新型城镇化发展具有高度的一致性。

具体到两个测度指数的变化趋势,2006—2016年产业结构跨期动态变迁Moore值基本呈现不断上升趋势且变化保持一致,极差均处于0.2以内,该变化趋势说明随着经济的稳定增长,成渝城市群各地区产业结构在原有发展基础上以相对稳定的速度不断向更高层次变迁升级;靠近成都核心的平原城市群变迁速度最快,川南城市群次之,川东北城市群变迁速度最慢。本文认为各地区自身的经济发展水平、产业结构及区域经济增长极的扩散效应是造成这一差异的主要原因。一方面，由于各区域不同经济发展阶段所对应的产业结构在推动经济发展过程中表现出不同的“结构红利”,同时经济体量也在一定程度上对产业结构变迁形成了约束力,阻碍了缺乏基础条件的产业结构变迁;另一方面，由于双核之一的成都作为增长极核心,因技术发展水平不断上升而导致产业结构更替调整升级,被更替下来的产业技术和生产要素便从增长极向周边区域逐级递减扩散,从而加快了增长极周边区域产业结构的调整升级。新型城镇化发展指数计算结果显示,成渝城市群16地市新型城镇化发展指数与对应的经济和社会发展水平紧密相关,呈现由核心向外围逐层递减态势,且发展差距不断缩小,16地市发展指数极差由2006年的2.23缩小到2016年的1.99。在变动幅度上,16地市新型城镇化发展指数呈分化发展态势,变动幅度为-0.4—0.3。其中,成都、泸州、绵阳、遂宁、南充、眉山、宜宾和资阳8市发展指数不断上升,其他8市则不断下降。

4 模型构建与实证分析

4.1 计量模型构建

产业结构变迁是影响新型城镇化发展的主要因素之一,为了更好地检验两者间的关联性,在计量模型构建上需对其他影响因素进行必要控制。关于控制变量的选择,学术界尚无统一标准,多数学者根据自身分析需要或数据的可获得性选择控制变量。为了确保控制变量的科学性,本文借鉴干春晖等[26]的分析方法,将产业结构变迁与新型城镇化发展指数的交互项作为控制变量引入模型,同时将第一产业规模化(该指标由劳均农业产值、劳均机械总动力、地均农业产值、地均机械总动力4个相对指标综合衡量,记为Asca)作为外生控制变量引入模型,从而将产业结构变迁与新型城镇化发展的动态面板模型构建为:

(3)

式(3)因引入自变量与因变量交互项会导致模型内生性问题,本文在运用面板广义矩估计法进行模型估计时,将被解释变量的一阶滞后项作为工具变量引入模型,并用Hansen给出的关于有效矩估计的J检验统计量对工具变量进行过度识别,以此解决模型变量的内生性问题。

4.2 面板数据的平稳性检验

为避免对模型实证分析时出现伪回归问题,本文从相同根情形和不同根情形两大类面板数据单位根检验方法中选取LLC(Levin-Lin-Chu)和Fisher-ADF检验方法对截面数据的平稳性进行检验,检验结果见表3。表3检验结果显示,在10%的显著性水平上,相同根情形的LLC检验与不同根情形的Fisher-ADF检验均拒绝了各变量存在单位根,说明截面数据原序列为平稳序列,从而意味着新型城镇化发展指数、产业结构变迁指数、产城交互项和第一产业规模化4个变量的截面数据是平稳的,可对模型进行系统GMM估计。

表3 截面数据单位根检验

4.3 实证结果分析

在估计过程中,将滞后变量作为工具变量,利用两步系统GMM估计法对所构建的动态面板模型——式(3)进行回归估计,结果见表4。表4第2列结果显示,在5%的显著性水平上,式(3)的二阶自相关检验显著性水平P值=0.4080>0.05,故接受原假设“扰动项εit无自相关”,可使用系统GMM;Hansen检验显著性水平P值=1>0.05,无法拒绝“所有工具变量均有效”的原假设,可见模型设定和工具变量选择是合理有效的。

从表4估计结果可知,滞后一期的新型城镇化发展指数、产业结构变迁、产城交互项和第一产业规模化的估计系数显著为正,意味着产业结构变迁、产城交互项和第一产业规模化对成渝城市群新型城镇化的发展具有一定的促进作用。从影响程度上看,产城交互项对新型城镇化提升产生了明显的乘数效应,其值每变动1单位,则新型城镇化发展指数将平均变动1.78个单位,这一结果表明实现产城“协同效应”在推进新型城镇化建设过程中的重要作用。产业结构变迁对新型城镇化发展起到积极的推动作用,Moore值每上升1个单位,则新型城镇化发展指数平均上升0.54个单位,表明2006—2016年成渝城市群16地市的产业结构优化升级确实发挥了促进新型城镇化发展提升的结构效应,产业结构呈现出服务于新型城镇化内涵建设的变迁方向。地区前一期新型城镇化发展指数与本期发展指数呈显著正相关关系,表明成渝城市群16地市新型城镇化发展演进具有较明显的路径依赖特征。这种路径依赖一方面表现为不同地区新型城镇化发展水平的区域分布相对稳定。即前期新型城镇化发展水平较高的地区,在后一期仍具有相对较高的发展水平。另一方面表现为同一地区新型城镇化发展演进呈现出一种相对稳定的连续上升趋势,较少出现后期对前期大幅波动或突然下降的情形。从外生控制变量(第一产业规模化)的参数估值看,第一产业关联效应与新型城镇化发展呈现显著正相关关系,意味着第一产业规模化经营导致更多农村剩余劳动力流入城镇,而新型城镇化建设则是农业要素和产品剩余的蓄水池,通过以工促农、以城带乡的方式集约利用土地,为发展现代农业腾出宝贵空间。

表4 产业结构变迁对经济增长质量影响的估算结果

考虑到新型城镇化发展影响因素的复杂性,本文在式(3)的分析中仅选择第一产业规模化作为控制变量进行探讨,未将已有文献研究中涉及的所有因素全部纳入,在一定程度上导致模型估计可能存在一定偏差。因此,本文尝试进一步放宽对控制变量的选择,仅保留产业结构变迁与新型城镇化发展指数的交互项和新型城镇化一阶滞后项作为控制变量进行系统GMM估计,回归结果见表4第三列。相关检验再次表明，模型设定和工具变量的选择均是合理的,将其与第二列相关结果进行对比分析发现,模型估计结果除在数值大小上有所差别外,在符号和显著性程度上完全一致,意味着本文设定的回归估计模型——式(3)及其估计结果具有良好的稳健性与可靠性,产业结构变迁及其产城互动对新型城镇化发展起到显著的促进作用。

5 结论与建议

新型城镇化建设是我国全面建成小康社会的重中之重,而第二、三产业优化升级是推进新型城镇化建设的根本动力。本文结合新型城镇化发展内涵及产业结构变迁相关理论重新构建了新型城镇化发展指数、产业结构跨期动态变迁指数和产业结构变迁对新型城镇化发展影响的实证分析模型,并运用2006—2016年成渝城市群16地市样本数据分析研究了该区域产业结构变迁对新型城镇化发展的影响。统计结果表明模型设定、工具变量的选择和实证结果均通过了稳健性检验,且形成以下结论:①成渝城市群各地市新型城镇化发展演进具有明显的路径依赖特征。②各地市产业结构优化变迁能有效解决传统城镇化各种失衡问题,在推进新型城镇化发展进程中的结构效应明显,发挥了根本动力作用。③有效推进新型城镇化持续发展的两条路径：一是加快各地市城镇化与产业结构优化调整的有机融合,形成倍增的产城“协同乘数效应”推进新型城镇化发展;二是加快各地区第一产业规模化的步伐,这样不但能提升生产效率和农民收入,而且为新型城镇化发展输送了过剩劳动力和必要的生产资料,有效推进了新型城镇化持续发展。

基于以上结论,结合成渝城市群发展规划要求,本文从产业结构优化变迁和产城“协同效应”方面提出以下对策建议:①充分发挥市场机制,科学引导并优化产业结构变迁与新型城镇化建设的区域布局。产业结构变迁驱动新型城镇化发展的动力机制具有内在规律性,忽视规律的盲目行政干预会使传统城镇化凸显的棘手问题再次上演。成渝城市群各级政府要结合该区域新型城镇化发展具有的明显路径依赖特征和不同地市间的发展差距,充分发挥市场机制在成渝城市群突破省市界限进行资源优化配置的决定性作用,尊重厂商在产业集聚过程中的主体地位,科学引导各类生产要素在不同地市间的合理顺畅流动,优化成渝城市群产业结构变迁和新型城镇化建设的区域布局,加强对成渝城市群各区域不同层级城镇功能定位和发展规模的指导和规划。成都和重庆“双核”应以建成国家中心城市为目标,强化城市长远规划建设管理,加快发展新经济,充分发挥自身新型城镇化建设能沿轴带向外围城市群的辐射示范作用,全力打造支撑成渝城市群发展的“脊梁”。川南、南遂广与达万三个城镇密集区要加强与成渝发展主轴城市群的合作,加快基础设施建设,创造良好的投资环境,按照比较优势原则和产业分工原理,积极对接发展主轴的产业转移,促进区域梯度联动与“一轴两带、双核三区”空间格局的形成。②处理好产业政策和竞争政策之间的关系,有力提升产城融合的协同合力效应。产城融合的“协同乘数效应”对成渝城市群新型城镇化的发展具有显著的倍增效应,两者的协同步伐出现较大偏差,势必会导致双方的相互作用效果不显著,甚至会抑制彼此可持续发展。因此,成渝城市群在新型城镇化建设过程中要紧密结合新型城镇化建设内涵,加快产业政策的转型,处理好产业政策和竞争政策的关系,从以产业政策为中心转向以竞争政策为基础,进一步强化产业政策的功能指向性,有序推动不同区域间的产业转移与承接,促进不同区域间的产业合理分工和协作,引导产业集群紧密围绕具有相对优势的城市群形成规模效应。要加大力度推进新型城镇化发展与产业结构调整的有机融合,有效发挥新型城镇化进程中城镇居民“示范效应”和农村居民“追赶效应”,同时通过产业结构调整来解决农村转移人口市民化过程中的就业问题,防止在新型城镇化建设过程中以牺牲农村发展来谋求城镇进步的老路重复上演。③加强产业技术水平改进和效率产出,助推新型城镇化高质量发展。产业结构变迁得益于技术水平的改进和产出效率的提高。成渝城市群要充分发挥重庆和成都两个国家创新型城市和绵阳国家科技城等创新资源优势,各地市要基于原有优势产业基础确立适宜的产学研合作模式,建立健全产学研协同创新运行机制,强化科研成果的转化应用,不断提升改进支撑自身优势产业的技术水平和生产效率,逐渐围绕技术创新形成“产业兴城,以城聚产”的新型城镇化建设之路,有力助推产业结构变迁与新型城镇化建设有序协调发展,进而更好地推动成渝城市群的培育与发展。