广东省城镇化与产业结构变化关系研究

【摘要】本文以广东省为研究对象，从城镇化与产业结构的变动关系入手，选取1978-2013年广东省城镇化与产业结构的年度时间序列数据，进行协整、格兰杰因果检验，建立VAR（向量自回归）、VEC（误差修正模型），综合探讨广东省城镇化与产业结构的变化关系，并揭示出两者发展存在的问题及原因，提出相应的政策建议。

【关键词】城镇化；产业结构；协调发展；广东省

一、引言

我国自改革开放以来，一直注重城镇化的推动和产业结构的优化升级，十报告提及城镇化多达七次，明确指出协调推进城镇化是实现现代化的重大战略选择，中国未来的最大发展潜力在于城镇化，要以推进城镇化、优化产业结构等为重点，着力解决制约经济健康发展的重大结构性问题。显然，城镇化与产业结构已成为我国经济战略性调整的核心问题与主要方向，是未来经济发展的重中之重。广东省作为中国经济的头号大省，无论是城镇化还是产业结构升级优化，都走在中国的前列，探究广东省城镇化与产业结构的发展过程及变动特征，提出两者协调发展的建议与措施，对广东省乃至全中国都有很强的现实指导意义。

二、指标的选取和数据的来源

本文以第二、第三产业增加值之和占GDP的比重来衡量产业结构的状况，以非农业人口数占总人口的比重来度量城镇化率。根据已确定的城镇化与产业结构的测度指标，本文选取了广东省1978―2013共36年的时间序列数据，进行协整、granger因果检验，并建立VAR、VEC模型来分析两者之间的关系。所有的数据均来自于《广东省统计年鉴》和广东省统计信息网。

三、广东省城镇化与产业结构变动关系的实证研究

（一）时间数据的平稳性检验

运用Eviews 6.0软件对URB（城镇化）序列、INDS（产业结构）序列以及相应的一阶差分序列进行ADF单位根检验，检验结果如表1所示。

表1 URB序列、INDS序列以及

一阶差分序列ADF检验结果

变量 检验类型

（C，T，K） ADF值 各显著性水平下临界值

1% 5% 10%

检验

结果

URB （c，0，5） 2.372700 4.262735 3.552973 3.209642 非平稳

INDS （c，0，5） 2.312750 2.636901 1.951332 1.610747 非平稳

URB （c，0，5） 3.455785 2.2636901 1.951332 1.610747 平稳

INDS （c，0，5） 4.081433 3.646342 2.954021 2.615817 平稳

从表1中我们可以看出，在95%的置信水平下我们可以拒绝原假设，认为URB和INDS为平稳的时间序列。

（二）Granger因果关系检验

选择滞后期p=1，进行格兰杰因果关系检验，检验结果如下：

表2 城镇化与产业结构的格兰杰因果关系检验

原假设 obs F统计量 相伴概率p

URB不是INDS的格兰杰原因 35 1.92726 0.1750

INDS不是URD的格兰杰原因 35 4.76392 0.0368

表2显示，在5%的显著性水平下，可以认为，广东省产业结构升级是城镇化的格兰杰原因，而城镇化则不是引致产业结构升级的格兰杰原因。

（三）VAR模型的建立及平稳性检验

由单位根检验可知，城镇化与产业结构序列均是一阶单整I（1），我们可以构造VAR模型。根据LR（似然比）、AIC准则以及SC准则等滞后长度标准，经过多次试验，确定进入模型的变量URB和INDS的最佳滞后阶数Lag=1。

表3 VAR模型滞后阶数判断依据表

Lag LogL LR FPE AIC SC HQ

0 74.44089 NA 3.70e05 4.527555 4.435947 4.497190

1 186.7126 203.4925* 4.27e08* 11.29454* 11.01971* 11.20344*

2 189.3470 4.445583 4.67e08 11.20919 10.75115 11.05736

3 191.5081 3.376688 5.29e08 11.09426 10.45300 10.88170

Eviews 6.0 运行VAR（1）的结果如下：

URB = 0.874939*URB（-1） + 0.165447*INDS（-1）-0.085972

R2=0.976396 F=683.5295

AIC-4.905453 SC=-4.7707741

INDS =- 0.050341*URB（-1） + 1.048190*INDS（-1）-0.016420

R2=0.988626 F=1435.1433

AIC=-6.021285 SC=-5.886606

从以上结果可以看出，INDS和URB两个向量自回归函数的调整可决系数分别为0.976396和0.988626，F值分别达683.5295和1435.1433，其模型的拟和效果在整体上比较好，变量间的线性关系显著。

（四）城镇化与产业结构序列协整检验

由单位根检验结果可以看出，非平稳时间序列URB和INDS经过了一阶差分之后变为了平稳时间序列，所以，序列URB和INDS都是一阶单整，即URB～I（1），INDS～I（1）。对于这样的非平稳时间序列，我们用传统的估计方法容易产生伪回归现象，所以我们要进一步检验两者之间是否具有长期稳定的协整关系，而且两者同为一阶单整，满足协整检验的条件。本文将利用Johansen检验法来检测URB和INDS之间是否存在协整关系。协整检验选择后的滞后阶数应该等于无约束的VAR模型的最优滞后阶数减1，VAR模型的最优滞后阶数为1，可以得出协整检验的滞后阶数为0。

表4 特征根迹检验

原假设 特征根 Trace（p） Kmax（p）

0个协整向量* 0.430662 19.31133

（0.0029） 19.15158

（0.0017）

至少一个协整向量 0.004688 0.159751

（0.7410） 0.159751

（0.7410）

注：*表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。

运用Trace检验和最大特征根两种检验方法对变量进行协整检验，通过表4的结果可以看出，在滞后1期的情况下，第一类原假设“0个协整向量”的P值均小于0.05，拒绝原假设。“至少一个协整向量”原假设的P值均大于0.05，接受原假设，表明至少存在一个协整关系，广东省城镇化和产业结构升级之间存在长期稳定的协整关系。协整方程为：

URB=0.719447 INDS

由上可以看出，城镇化对产业结构变动的弹性值为0.719447，也就是说，产业结构每上升一个百分点，将带来城镇化上升0719447个百分点。显然产业结构的升级对城镇化水平的提高有较大的带动作用。

（六）误差修正模型的建立

虽然城镇化与产业结构具有长期稳定的协整关系，但从短期来看，二者之间可能出现失衡状态，为了增强模型的估计精度，本文试图通过建立误差修正模型把城镇化与产业结构升级的短期关系与长期联系起来。我们利用差分序列URB关于INDS和前期误差序列ECMt1进行OLS回归，构建如下误差修正模型：

URBt=0.010237+0.014279INDSt0.126570 ECMt1

上式中的误差项反映了长期均衡对短期波动的影响，其系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。误差修正项的系数为负，说明长期均衡趋势以相反的方向对短期偏离作出修正，符合方向修正制。绝对值只有0.126570，说明长期均衡对短期波动的影响不大。而且产业结构对城镇化的短期影响系数为0.014279，明显小于长期的0.719447。

四、结论和建议

（一）结论

本章基于广东省1978～2012年城镇化与产业结构的年度时间序列数据，运用经济计量方法对两者的关系进行了描述与实证分析，得到了以下结论。

（1）广东省的城镇化与产业结构具有长期稳定的协整关系。产业结构每上升一个百分点，将带来城镇化上升0.719447个百分点，产业结构的优化对城镇化具有较大的推动作用。从短期来看，上一年的非均衡误差以0.126570单位的力度对本年度的城镇化变化值进行正向修正，使得城镇化与产业结构不会过多的偏离长期的均衡状态。

（2）广东省的城镇化与产业结构只存在单向的因果关系。即产业结构的优化升级会促进城镇化的发展，反向作用机制却不明显，究其原因，是因为广东省一直以来都倾向于发展重化工业。

（二）政策建议

（1）推进产业结构的优化升级，逐步向“三、二、一”的产业结构迈进。

产业结构的优化升级是产业结构的重心沿着第一产业、第二产业、第三产业的顺序逐步转移的过程。目前，广东省还是“二、三、一”产业构成，而且最近几年这种产业构成模式没有明显的改善。第二产业独占鳌头的现象已经影响了第三产业的发展，而服务业在国民经济中的地位停滞不前会影响广东省产业结构的进一步优化和城镇化水平的提高。所以广东省必须重视服务业的发展，尤其是珠三角区域的各种现代服务业，以此带动非农业人口的就业，促进城镇化的发展。

（2）进一步改革户籍制度，使得城镇化能顺利进行。

中国多年的户籍制度，对城镇化的推进具有很大的阻碍作用。城镇化进程的推进，产业结构的优化升级，都离不开广大非农就业人口的支撑。传统户籍制度对非城镇人口在就业、居住、教育、医疗、社会保障等方面的排斥力，会严重阻碍农业人口的转移。广东省具有大量的流动人口，是进城农民工最多的省份之一，他们为广东省的经济发展做出了重大贡献。如果广东省政府能逐渐放开户籍制度，把具有相对稳定工作、长期居住在广东的这部分外来人口纳入城镇社会保障范围之内，这势必加大广东省对外来劳动人口的吸引力，从而为广东省产业结构优化升级提供人力保障，同时也带动城镇化水平的提高。

（3）提高劳动力素质，为城镇化与产业结构发展提供后续动力。

在产业结构的改革调整过程中，对劳动力的需求与定位有新的要求，原有的农业剩余劳动力很可能难以适应这种产业转型所带来的职业与技术的变化。因此，城府必须重视职业技术培训，提高广大人口的教育水平，使劳动力素质与产业结构转型变革后的就业要求相匹配，使产业结构优化带动人口城镇化的作用机制能充分发挥，促进两者协调发展。

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作者简介：

王维婷（1989-），女，湖南株洲人，广东财经大学经贸与统计学院统计专业研究生，研究方向：经济统计理论与方法。