山東省城鎮(zhèn)化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的實(shí)證研究

2014-09-27 10:29任燕

青島科技大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版) 2014年2期

關(guān)鍵詞：協(xié)整分析誤差修正模型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)

任燕

［摘要］山東省正處于城鎮(zhèn)化水平迅速提高和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的關(guān)鍵階段，采用1978—2012 年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，探討山東省城鎮(zhèn)化水平及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的關(guān)系。通過(guò)建立協(xié)整模型和誤差修正模型，從實(shí)證角度研究山東省城鎮(zhèn)化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)之間的相關(guān)性及因果關(guān)系。結(jié)果顯示，山東省城鎮(zhèn)化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系和單項(xiàng)因果關(guān)系。

［關(guān)鍵詞］城鎮(zhèn)化；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；協(xié)整分析；誤差修正模型

［中圖分類號(hào)］F291［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A［文章編號(hào)］1671-8372（2014）02-0018-06

An empirical study on the relationship between urbanization level and industrial structure of Shandong province

REN Yan

（College of Economics and Management, Qingdao University of Science and Technology, Qingdao 266061, China）

Abstract：Shandong province is in the key stage on which its urbanization is improving quickly and its industrial structure optimizing and upgrading. We explore the relationship between the urbanization level and industrial structure evolution of Shandong province using time series data from 1978 to 2012. We build the cointegration model and error correction model to study the dependency and the causality between the changes of urbanization level and industrial structure of Shandong province. The result shows that there is a long-term stable and dynamic equilibrium relationship and single causal relationship between the urbanization and industrial structure of Shandong province.

Key words：urbanization; industrial structure upgrading; cointegration analysis; error correction model

城鎮(zhèn)化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的一個(gè)結(jié)果，反過(guò)來(lái)，其對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化也有重要影響。國(guó)內(nèi)外學(xué)者從理論層面研究了城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的互動(dòng)關(guān)系。國(guó)外學(xué)者庫(kù)茲涅茨指出，產(chǎn)業(yè)的不同屬性是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)化形成影響的原因［1］。錢(qián)納里在考察工業(yè)化發(fā)展進(jìn)程時(shí)，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率與工業(yè)和服務(wù)業(yè)中的勞動(dòng)力份額在變動(dòng)上相似，指出工業(yè)化過(guò)程會(huì)帶來(lái)城鎮(zhèn)化現(xiàn)象［2］。之后，Krugman［3］、Porter［4］、Raco［5］、Kondo［6］分別從交易費(fèi)用、空間經(jīng)濟(jì)、要素流動(dòng)、不完全競(jìng)爭(zhēng)等角度進(jìn)行研究，認(rèn)為規(guī)模經(jīng)濟(jì)決定經(jīng)濟(jì)主體必然選擇在某一區(qū)位進(jìn)行大規(guī)模生產(chǎn)，從而使經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出聚集格局。Lucas、Black強(qiáng)調(diào)人力資本在城市中聚集形成［7-8］。Murata認(rèn)為城市中的工業(yè)和服務(wù)業(yè)加速了城鎮(zhèn)化的發(fā)展［9］。國(guó)內(nèi)學(xué)者陳頤認(rèn)為，工業(yè)發(fā)展需要集中，工業(yè)集中形成城市，因此工業(yè)化必然導(dǎo)致城鎮(zhèn)化。中國(guó)社會(huì)科學(xué)院“工業(yè)化與城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展研究”課題組認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)首先作用于就業(yè)結(jié)構(gòu)，然后影響到城鎮(zhèn)化水平［10］。曾芬飪指出城鎮(zhèn)化會(huì)優(yōu)化第一產(chǎn)業(yè)，提升第二產(chǎn)業(yè)，帶動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理調(diào)整同樣會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)化的發(fā)展起積極作用。李培樣和王利明認(rèn)為就業(yè)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是城鎮(zhèn)化的動(dòng)因，城鎮(zhèn)化則通過(guò)投資形成、投資導(dǎo)向和產(chǎn)業(yè)整合作用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。魏娟、李敏通過(guò)對(duì)江蘇省的實(shí)證研究認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與城鎮(zhèn)化之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系和單項(xiàng)因果關(guān)系，就業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的促進(jìn)作用更大［11］。李卉群認(rèn)為，城鎮(zhèn)化進(jìn)程與服務(wù)產(chǎn)業(yè)高度正相關(guān)，短期內(nèi)城鎮(zhèn)化能推動(dòng)服務(wù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展［12］。山東省正處于城鎮(zhèn)化水平迅速提高及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的階段，城鎮(zhèn)化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系是一個(gè)值得研究的問(wèn)題。

一、山東省城鎮(zhèn)化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀

本文對(duì)山東省城鎮(zhèn)化水平的測(cè)度方法是非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎?。圖1顯示了山東省目前的城鎮(zhèn)化水平。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的山東省城鎮(zhèn)化率權(quán)威數(shù)據(jù)判斷，山東省城鎮(zhèn)化水平基本與中國(guó)城鎮(zhèn)化水平持平，遠(yuǎn)高于山東省所統(tǒng)計(jì)的非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎?。山東省雖然地處經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部，但城鎮(zhèn)化水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于東部地區(qū)的平均水平。2012年山東省城鎮(zhèn)化率為52.43%，列全國(guó)第14名；人均GDP為51768元，列全國(guó)第10名。

圖11978—2012年山東省城鎮(zhèn)化水平及與中國(guó)和東部地區(qū)的對(duì)比

注：東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等10個(gè)省市。

數(shù)據(jù)來(lái)源：圖１—圖４數(shù)據(jù)均來(lái)源于中國(guó)及山東省1978—2012年統(tǒng)計(jì)年鑒

圖2顯示了山東省城鎮(zhèn)化水平及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀。山東省城鎮(zhèn)化率由1978年的12.46%上升到2012年的52.43%，同時(shí)，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重由1978年的33.3%下降到2012年的8.6%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐步由以第一產(chǎn)業(yè)為主轉(zhuǎn)變?yōu)橐缘诙a(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)為主。

圖21978—2012年山東省城鎮(zhèn)化水平及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（%）

第二和第三產(chǎn)業(yè)代表著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的方向，因此再對(duì)山東省和中國(guó)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比。如圖3所示，山東省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重明顯高于中國(guó)平均水平，而第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重則滯后于中國(guó)平均水平。

圖31978—2012年山東省第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重

及與中國(guó)的對(duì)比（%）

城鎮(zhèn)化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在很大程度上是通過(guò)就業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生互動(dòng)關(guān)系的。如圖4所示，1978—2012年山東省城鎮(zhèn)化率、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)（第二與第三產(chǎn)業(yè)）產(chǎn)值比重、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重，三者保持了較為平穩(wěn)的上升趨勢(shì)，但城鎮(zhèn)化率更接近于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重，而距離非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重則有一定的差距。山東省非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重較高，呈上升趨勢(shì)，2000年后比重超過(guò)90%，但就業(yè)吸納能力不強(qiáng)，最高也剛剛超過(guò)60%。說(shuō)明非農(nóng)產(chǎn)業(yè)對(duì)人口向城鎮(zhèn)集中的消化能力不夠，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)城鎮(zhèn)化帶動(dòng)作用不大。

圖41978—2012年山東省城鎮(zhèn)化率和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重的對(duì)照?qǐng)D

二、山東省城鎮(zhèn)化水平與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的實(shí)證分析

1．模型變量選擇

本文采用1978年以來(lái)的山東省第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)占國(guó)民生產(chǎn)總值的比重（分別記為IND1、IND2和IND3）來(lái)體現(xiàn)山東省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。山東省的城鎮(zhèn)化率（記為UR）從數(shù)據(jù)的可得性和統(tǒng)一性出發(fā)。2000年之前統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)不可得，可使用中國(guó)城鎮(zhèn)化率代替（因?yàn)橛梢阎獢?shù)據(jù)可知山東省城鎮(zhèn)化率和中國(guó)城鎮(zhèn)化率基本相等），以保證能在更長(zhǎng)的時(shí)間序列基礎(chǔ)上計(jì)量分析。為消除可能存在的異方差影響和數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，所選擇的變量均取自然對(duì)數(shù)，分別記為 lnUR、lnIND1、lnIND2、lnIND3，相應(yīng)的一階差分記為ΔlnUR、ΔlnIND1、ΔlnIND2、ΔlnIND3。為了定量研究山東省城鎮(zhèn)化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，采用協(xié)整分析的方法，首先對(duì)時(shí)間序列變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，然后對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，建立誤差修正模型并進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)，最后對(duì)變量作 Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)［13］。

2．平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免偽回歸現(xiàn)象，模型首先對(duì)時(shí)間序列變量—山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)值比重進(jìn)行單位根的穩(wěn)定性檢驗(yàn)。采用 ADF 檢驗(yàn)方法，使用 Eviews5.0 軟件對(duì)各變量的原序列與一階差分的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表１。

表1山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重單位根的ADF檢驗(yàn)結(jié)果（1978—2012年）

變量 ADF值檢驗(yàn)形式

(C，T，L) 顯著水平下的檢驗(yàn)結(jié)果

1% 5% 10%

LnIND1 -3.328956 (C，T，1) 不平穩(wěn)(-4.262735) 不平穩(wěn)(-3.552973) 平穩(wěn)

(-3.209642)

△LnIND1 -3.938311 (C，0，1) 平穩(wěn)

(-3.653730) 平穩(wěn)(-2.957110) 平穩(wěn)

(-2.617434)

LnIND2 -2.650695 (C，T，1) 不平穩(wěn)(-4.284580) 不平穩(wěn)(-3.562882) 不平穩(wěn)(-3.215267)

△LnIND2 -3.770246 (0，0，2) 平穩(wěn)

(-2.639210) 平穩(wěn)(-1.951687) 平穩(wěn)

(-1.610579)

LnIND3 ?1.963150 (0，0，1) 不平穩(wěn)(-2.636901) 不平穩(wěn)(-1.951332) 不平穩(wěn)(-1.610747)

△LnIND3 -4.706844 (C，T，0) 平穩(wěn)(-4.262735) 平穩(wěn)(-3.552973) 平穩(wěn)

(-3.209642)

LnUR -3.479993 (C，T，4) 不平穩(wěn)(-4.296729) 不平穩(wěn)(-3.568379) 平穩(wěn)

(-3.218382)

△LnUR -3.685629 (C，0，0) 平穩(wěn)

(-3.646342) 平穩(wěn)(-2.954021) 平穩(wěn)

(-2.615817)

說(shuō)明：檢驗(yàn)形式中的C、T和L分別表示截距、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)。最優(yōu)滯后期根據(jù)SIC準(zhǔn)則確定

表1的檢驗(yàn)結(jié)果表明，當(dāng)置信水平為5%時(shí)，山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重是不平穩(wěn)的，故不能簡(jiǎn)單做回歸。但山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重均為一階單整，根據(jù)協(xié)整理論，山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重之間可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。

3．協(xié)整檢驗(yàn)

為避免偽回歸現(xiàn)象，對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)，判斷其是否存在協(xié)整關(guān)系，并進(jìn)一步確定相關(guān)變量之間的符號(hào)關(guān)系，結(jié)果見(jiàn)表2。根據(jù)AIC最小準(zhǔn)則，最優(yōu)滯后期為滯后2期。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的原假設(shè)是變量間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，第一行概率為0.0000，表明拒絕兩個(gè)變量不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)；第二行概率為0.0042，表明拒絕兩個(gè)變量最多存在一個(gè)協(xié)積變量的原假設(shè)；第三行概率為0.1777，表明接受兩個(gè)變量之間最多存在兩個(gè)協(xié)積變量的原假設(shè)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明，在5%的顯著性水平上，模型不存在謬誤回歸，山東省城鎮(zhèn)化水平和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重各變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，可以建立誤差修正模型。

4．誤差修正模型

根據(jù)協(xié)整理論，變量之間存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，各變量間的長(zhǎng)期均衡及短期波動(dòng)關(guān)系可以用誤差修正模型描述。協(xié)整關(guān)系反映變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，短期動(dòng)態(tài)模型則反映短期偏離長(zhǎng)期均衡的修正機(jī)制。建立山東省城鎮(zhèn)化水平與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重之間的誤差修正模型，系數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。根據(jù)AIC最小準(zhǔn)則，最優(yōu)滯后期為滯后2期。由于存在2個(gè)協(xié)積變量，對(duì)誤差修正模型系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義的解釋較為復(fù)雜，因此直接用脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)說(shuō)明相關(guān)變量之間的關(guān)系。

表2山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（1978—2012年）

協(xié)整關(guān)系假設(shè) 跡檢驗(yàn)特征值臨界值(0.05顯著性水平) 概率值** 協(xié)整關(guān)系假設(shè)

None * ?0.696283 ?76.40003 ?47.85613 ?0.0000

At most 1 * ?0.565541 ?38.26696 ?29.79707 ?0.0042

At most 2 ?0.303359 ?11.59001 ?15.49471 ?0.1777

At most 3 ?0.000703 ?0.022495 ?3.841466 ?0.8807

說(shuō)明：*表明在0.05的顯著水平上至少有兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，**MacKinnon-Haug-Michelis（1999）概率值

表3山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的VECM模型

（1978—2012年）

協(xié)整方程協(xié)整方程1 協(xié)整方程2

LnUR(-1) ?1.000000 ?0.000000

LnIND1(-1) ?0.000000 ?1.000000

LnIND2(-1) -3.89462[-9.0018] ?5.60925

[11.8143]

LnIND3(-1) -0.83141[-4.1681] ?1.45308

[6.63834]

C ?14.42323 -29.58743

Error

Correction： D

(LnUR) D（LnIND1）

D(LnIND2) D

(LnIND3)

CointEq1 -0.03217[-0.5412] -0.51868

[-3.5653] ?0.47701

[3.9752] -0.51661

[-3.7654]

CointEq2 -0.04169[-0.8331] -0.36627

[-2.9910] ?0.314109

[.10983] -0.42242

[-3.6579]

D(LnUR(-1)) ?0.54266[2.5975] -0.15675

[-0.3066] -0.28011

[-0.6642] ?0.59313

[1.2301]

D(LnUR(-2)) ?0.08772[0.43645] ?0.48406

[0.98411] -0.31350

[-0.7727] -0.07605

[-0.1639]

D(LnIND1(-1)) -0.15734[-1.0658] ?0.215445

[0.5963] -0.32712

[-1.0977] ?0.583656

[1.7131]

D(LnIND1(-2)) ?0.000942[0.0057] -0.29104

[-0.7305] -0.36523

[-1.1114] ?0.482043

[1.2829]

D(LnIND2(-1)) -0.39957[-1.6115] ?0.242361

[0.3994] -0.30049

[-0.6004] ?0.717584

[1.2540]

D(LnIND2(-2)) -0.00214[-0.0082] ?0.044563

[0.0702] -0.85607

[-1.6364] ?0.787420

[1.3165]

D(LnIND3(-1)) -0.15534[-0.9660] ?0.445979

[1.1333] -0.35012

[-1.0786] ?0.262726

[0.7079]

D(LnIND3(-2)) -0.11062[-0.7790] ?0.295554

[0.8505] -0.49208

[-1.7169] ?0.144410

[0.4406]

C ?0.013733[1.4514] -0.08226

[-3.5526] ?0.018221

[0.9540] ?0.048210

[2.2077]

?R-squared ?0.444856 ?0.625737 ?0.671662 ?0.683095

?F-statistic ?1.682805 ?3.511034 ?4.295856 ?4.526591

?Log likelihood ?95.17683 ?66.53788 ?72.70017 ?68.41353

?Akaike AIC -5.261052 -3.471118 -3.856261 -3.588346

?Schwarz SC -4.757205 -2.967271 -3.352414 -3.084499

?Log likelihood ?350.4219

?Akaike information criterion -18.65137

?Schwarz criterion -16.26954

5．脈沖響應(yīng)函數(shù)

由于誤差修正模型是一種非理論性的模型，因此在分析誤差修正模型時(shí)，往往難以直接分析一個(gè)變量的變化對(duì)其他變量的影響，更常見(jiàn)的是利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)分析模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。建立山東省城鎮(zhèn)化水平對(duì)三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的沖擊響應(yīng)模型，使用漸進(jìn)解析法計(jì)算響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差。分別給 lnUR、lnIND1、lnIND2、lnIND3當(dāng)期一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的新息后，lnUR、lnIND1、lnIND2、lnIND3的脈沖響應(yīng)曲線見(jiàn)圖5。橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)（單位為年），縱軸表示脈沖響應(yīng)函數(shù)值。

圖5山東省城鎮(zhèn)化水平與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖5中的A1-A4說(shuō)明的是城鎮(zhèn)化自身及三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重對(duì)城鎮(zhèn)化水平的影響。圖A1說(shuō)明山東省城鎮(zhèn)化水平對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息為正向反應(yīng)，反應(yīng)較為迅速且強(qiáng)烈，3期時(shí)到達(dá)最高點(diǎn)，之后對(duì)新息的反應(yīng)呈平穩(wěn)趨勢(shì)。圖A2說(shuō)明第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對(duì)城鎮(zhèn)化水平影響較小，1-5期為正向影響，5期后為負(fù)向影響。說(shuō)明第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的變化會(huì)在滯后5期對(duì)城鎮(zhèn)化產(chǎn)生影響，同時(shí)如果第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值降低，則會(huì)促進(jìn)更多的農(nóng)村勞動(dòng)力來(lái)到城市，從而提高城鎮(zhèn)化水平。圖A3說(shuō)明山東省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對(duì)山東省城鎮(zhèn)化水平是負(fù)向影響，即山東省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的提高，反而會(huì)降低城鎮(zhèn)化水平。究其原因，是由于山東省第二產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)雄厚，在全國(guó)極具競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，已經(jīng)進(jìn)入高度發(fā)達(dá)階段。根據(jù)第二產(chǎn)業(yè)與城鎮(zhèn)化互動(dòng)關(guān)系的階段性理論，山東省已經(jīng)度過(guò)依靠第二產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張從而帶動(dòng)城鎮(zhèn)化迅速發(fā)展的時(shí)期，第二產(chǎn)業(yè)對(duì)城鎮(zhèn)化的帶動(dòng)作用已經(jīng)減緩。第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展特點(diǎn)更多體現(xiàn)在原有產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)上的技術(shù)進(jìn)步和資本積累，因此難以再吸納大規(guī)模進(jìn)城農(nóng)民，對(duì)城鎮(zhèn)化率的提高也沒(méi)有太大的帶動(dòng)作用。第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，反而使城市生活成本上升并對(duì)城市就業(yè)人員的技術(shù)、文化要求更高，不利于農(nóng)村人口向城市集中，并使城鎮(zhèn)化率下降。圖A4說(shuō)明第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對(duì)山東省城鎮(zhèn)化水平也是負(fù)向影響，山東省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展未能吸納農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移。根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化互動(dòng)關(guān)系的階段性理論，在第二產(chǎn)業(yè)無(wú)法有效推動(dòng)城鎮(zhèn)化后，第三產(chǎn)業(yè)應(yīng)該取而代之，成為推動(dòng)城鎮(zhèn)化的主要?jiǎng)恿Α５珡纳綎|省第三產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)狀來(lái)看，技術(shù)密集型的高級(jí)服務(wù)業(yè)發(fā)展較快，這種類型的第三產(chǎn)業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的吸納能力低，需要高素質(zhì)的從業(yè)人員，難以形成農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的拉力；而勞動(dòng)密集型的初級(jí)服務(wù)業(yè)則較為滯后，就業(yè)吸納力低，反而使城鎮(zhèn)化水平下降。

圖B1、C1及D1說(shuō)明的是城鎮(zhèn)化水平對(duì)三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的影響。圖B1說(shuō)明城鎮(zhèn)化對(duì)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的影響沒(méi)有時(shí)滯，從第1期開(kāi)始就是負(fù)向影響，且隨著時(shí)間推移呈放大趨勢(shì)。這說(shuō)明山東省城鎮(zhèn)化對(duì)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重呈反向作用，這是因?yàn)槌擎?zhèn)化進(jìn)程使一部分勞動(dòng)力離開(kāi)第一產(chǎn)業(yè)進(jìn)入到第二、三產(chǎn)業(yè)，如果一個(gè)地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)屬于粗放增長(zhǎng)模式，投入要素的減少勢(shì)必會(huì)降低其產(chǎn)值；但若第一產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)集約增長(zhǎng)的特點(diǎn)，即使農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力下降了，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的集約化和效率提高反而會(huì)增加其產(chǎn)值。從這個(gè)角度判斷，山東省城鎮(zhèn)化并未帶來(lái)第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的提高。圖C1說(shuō)明城鎮(zhèn)化對(duì)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的影響沒(méi)有時(shí)滯，滯后1期后開(kāi)始產(chǎn)生影響，且從開(kāi)始的正向影響到保持平穩(wěn)的放大趨勢(shì)，表明隨著山東省城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，城市的規(guī)模效應(yīng)和聚集效應(yīng)對(duì)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)生正向影響并逐漸歸于平穩(wěn)。圖D1說(shuō)明城鎮(zhèn)化對(duì)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的影響從開(kāi)始就是負(fù)向影響，之后一直呈放大趨勢(shì)。山東省城鎮(zhèn)化的推進(jìn)不利于第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，主要原因仍是山東省現(xiàn)代化第三產(chǎn)業(yè)更加依賴于生產(chǎn)方式的升級(jí)、技術(shù)進(jìn)步等，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)對(duì)這些技術(shù)密集型的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)并無(wú)推動(dòng)作用，城鎮(zhèn)化反而會(huì)增加土地使用、環(huán)境、交通等額外成本，對(duì)第三產(chǎn)業(yè)帶來(lái)一定的負(fù)向影響。

6．Granger因果檢驗(yàn)

根據(jù)Granger因果關(guān)系，建立山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停瑱z驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。表4的檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，在10%的置信水平下，山東省城鎮(zhèn)化水平1-3期是第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變化的原因，城鎮(zhèn)化對(duì)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變化的推動(dòng)作用較為明顯；第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重在1-5期不是城鎮(zhèn)化的原因。即山東省的城鎮(zhèn)化水平與第一產(chǎn)業(yè)具有單向的格蘭杰因果關(guān)系，城鎮(zhèn)化有利于第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展卻無(wú)益于城鎮(zhèn)化。

山東省城鎮(zhèn)化水平在1-5期是第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變化的原因，說(shuō)明城鎮(zhèn)化對(duì)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變化的推動(dòng)作用較為明顯，但是山東省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的變化一直不是山東省城鎮(zhèn)化變化的原因。這與脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果一致，說(shuō)明山東省第二產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級(jí)主要依賴于資本投入和技術(shù)進(jìn)步，從而無(wú)法大規(guī)模吸收山東省的農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力并將之真正轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)人口。山東省城鎮(zhèn)化水平與第二產(chǎn)業(yè)也是單向因果關(guān)系，山東省第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)不利于城鎮(zhèn)化水平的提高。

山東省城鎮(zhèn)化率和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重在滯后第4期時(shí)分別互為Granger原因，說(shuō)明山東省的城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)具有雙向的Granger因果關(guān)系。需要說(shuō)明的是，結(jié)合脈沖響應(yīng)函數(shù)，這種雙向的因果關(guān)系都是負(fù)向影響。

表4山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果（1978—2012年）

滯后1期滯后2期滯后3期滯后4期滯后5期

LnUR 不是LnIND1的 Granger 原因 ?19.6576（0.0001）

拒絕H0 ?4.84238（0.0156）

拒絕H0 3.94247（0.0197）

拒絕H0 1.28085（0.3077）

接受H0 ?1.61974（0.2029）

接受H0

LnIND1不是LnUR的 Granger 原因 ?0.65292（0.4252）

接受H0 ??0.22984（0.7961）

接受H0 1.52531（0.2324）

接受H0 1.93050（0.1410）

接受H0 1.36797（0.2801）

接受H0

LnUR 不是LnIND2的 Granger 原因 9.85165（0.0037）

拒絕H0 ??4.93161（0.0146）

拒絕H0 ?6.30762（0.0025）

拒絕H0 2.78772（0.0517）

拒絕H0 ?3.03892（0.0351）

拒絕H0

LnIND2不是LnUR的 Granger 原因 ?0.00615（0.9380）

接受H0 ?1.64526（0.2111）

接受H0 1.16716（0.3420）

接受H0 1.02921（0.4143）

接受H0 1.04784（0.4190）

接受H0

LnUR 不是LnIND3的 Granger 原因 ?0.13270（0.7181）

接受H0 ?0.85947（0.4343）

接受H0 1.24611（0.3141）

接受H0 3.23766（0.0312）

拒絕H0 3.69664（0.0166）

拒絕H0

LnIND3不是LnUR的 Granger 原因 0.28737（0.5957）

接受H0 ??2.23677（0.1255）

接受H0 1.10434

（0.3659）接受H0 ?2.62077

（0.0626）拒絕H0 ?1.91835（0.1385）

接受H0

三、研究結(jié)論及政策建議

1．研究結(jié)論

山東省城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)整體趨勢(shì)符合世界產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展的方向，但略顯滯后。從三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重看，山東省的產(chǎn)值結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為“第二產(chǎn)業(yè)＞第三產(chǎn)業(yè)＞第一產(chǎn)業(yè) ”，同期城鎮(zhèn)化發(fā)展也呈現(xiàn)速度緩慢及反復(fù)狀態(tài)。山東省的這一特點(diǎn)與世界發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)產(chǎn)值比重一般為“第三產(chǎn)業(yè)＞第二產(chǎn)業(yè)＞第一產(chǎn)業(yè)”的順序不一致。

山東省城鎮(zhèn)化水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化對(duì)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有明顯的正向作用，但對(duì)第一、第三產(chǎn)業(yè)具有負(fù)向影響。同時(shí)，山東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)難以對(duì)城鎮(zhèn)化形成帶動(dòng)作用，三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)山東省城鎮(zhèn)化均為負(fù)向影響，說(shuō)明山東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)整體上不利于山東省城鎮(zhèn)化水平的提高。

具體到各個(gè)產(chǎn)業(yè)，山東省城鎮(zhèn)化水平與第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在單向因果關(guān)系，城鎮(zhèn)化水平是第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger原因，而第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展卻不是城鎮(zhèn)化推進(jìn)的Granger原因。這說(shuō)明山東省城鎮(zhèn)化對(duì)第一產(chǎn)業(yè)為負(fù)向影響，即山東省城鎮(zhèn)化水平的提高會(huì)導(dǎo)致第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的降低，山東省第一產(chǎn)業(yè)仍呈現(xiàn)粗放增長(zhǎng)的特點(diǎn)。山東省第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的下降并未影響城鎮(zhèn)化水平，雖然第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重下降，但由此而剩余的農(nóng)村勞動(dòng)力并未遷移到城市，這將導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的集中化和大規(guī)模經(jīng)營(yíng)仍難以實(shí)現(xiàn)。

從山東省城鎮(zhèn)化水平與第二產(chǎn)業(yè)的關(guān)系來(lái)看，山東省城鎮(zhèn)化水平與第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展也存在單向因果關(guān)系，城鎮(zhèn)化水平是第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger原因，而第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展卻不是城鎮(zhèn)化推進(jìn)的Granger原因。從經(jīng)濟(jì)實(shí)踐的角度而言，山東省城鎮(zhèn)化水平的提高會(huì)通過(guò)城市經(jīng)濟(jì)的聚集效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)、交易成本和運(yùn)輸成本的下降等促進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。目前，盡管山東省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重在三次產(chǎn)業(yè)中占絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，但由于山東省第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展更多依靠自身的技術(shù)革命、生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變、資本積累等，其就業(yè)彈性較低，無(wú)法形成農(nóng)村剩余勞動(dòng)力有效轉(zhuǎn)移的真正帶動(dòng)力，因此對(duì)山東省城鎮(zhèn)化的拉動(dòng)作用不是很大。

從山東省城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)的關(guān)系來(lái)看，山東省城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在雙向因果關(guān)系，但存在一定滯后期。結(jié)合脈沖響應(yīng)函數(shù)可以看出，這種雙向影響均為負(fù)向影響。說(shuō)明山東省第三產(chǎn)業(yè)對(duì)向城市轉(zhuǎn)移的農(nóng)村勞動(dòng)力的吸納能力有限，從而無(wú)法推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程；同時(shí)山東省城鎮(zhèn)化水平的提高未能有效增加第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的經(jīng)濟(jì)資源及市場(chǎng)對(duì)服務(wù)的需求，因此無(wú)法促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展［14］。

2．政策建議

第一，改革戶籍制度和與戶籍制度相掛鉤的社會(huì)保障制度，調(diào)動(dòng)農(nóng)民進(jìn)城的積極性。目前的戶籍制度已嚴(yán)重抑制了城鄉(xiāng)勞動(dòng)力的合理流動(dòng)，而與戶籍制度相掛鉤的社會(huì)保障制度，使得即便已經(jīng)進(jìn)城的農(nóng)民在社會(huì)保障各方面受到種種限制，因此無(wú)法充分享受城市的基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)，不能順利融入城市社會(huì)群體，阻礙了城市的協(xié)調(diào)發(fā)展和良性運(yùn)行，從而嚴(yán)重阻礙了山東省城鎮(zhèn)化的發(fā)展。

第二，加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)，強(qiáng)化第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。由于自然資源豐富，土地質(zhì)量及氣候條件都較好，山東省農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)較好。但隨著城鎮(zhèn)化的推進(jìn)和居民收入水平的提高，山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也必須由以種植業(yè)為主的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向多元化的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)換。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中用資本和技術(shù)替代勞動(dòng)，使第一產(chǎn)業(yè)在發(fā)展壯大的同時(shí)釋放大量剩余勞動(dòng)力，有利于山東省城鎮(zhèn)化的推進(jìn)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。

第三，推進(jìn)新型工業(yè)化，注重工業(yè)的集約式增長(zhǎng)。在城鎮(zhèn)化的初期階段，工業(yè)化是城鎮(zhèn)化的主要?jiǎng)恿?，但由?shí)證分析可知，山東省工業(yè)化在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中沒(méi)有起到強(qiáng)有力的推動(dòng)作用。主要原因在于山東省工業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的吸收能力有限，因而不能有效推動(dòng)山東省的城鎮(zhèn)化進(jìn)程。當(dāng)然需要注意的是，在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，不應(yīng)對(duì)工業(yè)吸納農(nóng)村剩余勞動(dòng)力寄予過(guò)多的期望，給予更大的壓力，工業(yè)對(duì)城鎮(zhèn)化的帶動(dòng)應(yīng)讓位于第三產(chǎn)業(yè)。因此，山東省工業(yè)的發(fā)展方向在于推進(jìn)新型工業(yè)化及集約式增長(zhǎng)，著力提升工業(yè)化發(fā)展的質(zhì)量，增加對(duì)交通、電信、金融等生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的需求，增強(qiáng)工業(yè)化對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的帶動(dòng)，進(jìn)而間接推動(dòng)山東省的城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)程。

第四，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。實(shí)證分析表明，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)山東省城鎮(zhèn)化的帶動(dòng)作用更為明顯。同時(shí)，山東省第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重偏低，表明山東省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展空間仍十分巨大，應(yīng)大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，提高第三產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的吸納能力。尤其是當(dāng)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)入后期階段時(shí)，第三產(chǎn)業(yè)必須作為一個(gè)獨(dú)立的產(chǎn)業(yè)走上自我發(fā)展、自我完善的道路，并成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展及城鎮(zhèn)化的后續(xù)動(dòng)力。因此，山東省應(yīng)大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，高度重視第三產(chǎn)業(yè)提供就業(yè)的能力，使其成為山東省城鎮(zhèn)化進(jìn)程中吸納農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的主要渠道。

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［責(zé)任編輯王艷芳］