城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長
——基于烏魯木齊的經(jīng)驗(yàn)分析

費(fèi) 清，盧愛珍

(新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012)

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城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長
——基于烏魯木齊的經(jīng)驗(yàn)分析

費(fèi) 清，盧愛珍

(新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012)

城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)問題。城鎮(zhèn)化發(fā)展的質(zhì)量直接影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展進(jìn)程。本文以1978—2013年烏魯木齊經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，以城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值為研究對象，通過構(gòu)建誤差修正模型與因果檢驗(yàn)分析，發(fā)現(xiàn)烏魯木齊的經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在雙向的促進(jìn)關(guān)系；經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城鎮(zhèn)化率有正向作用，但城鎮(zhèn)化對其他兩者的作用不明顯，即城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的帶動不足。基于此，筆者提出烏魯木齊在實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)化與區(qū)域經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展的過程中，應(yīng)注重研究和制定合理的產(chǎn)業(yè)政策，實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，加強(qiáng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革，推進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展等政策建議。

城鎮(zhèn)化；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長；供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革

一、引言及文獻(xiàn)綜述

城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系主要體現(xiàn)在以下三個方面：一是城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生的資源集聚、消費(fèi)拉動和空間支撐作用；二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用；三是經(jīng)濟(jì)增長對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的積累效應(yīng)與學(xué)習(xí)效應(yīng)，及其對城鎮(zhèn)化的帶動效應(yīng)。

長期以來，城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系研究是學(xué)者們普遍關(guān)注的熱點(diǎn)問題之一。在城鎮(zhèn)化方面，國內(nèi)外許多學(xué)者通過各種方式進(jìn)行了大量的研究。Moomaw和Shatter[1]通過實(shí)證得出，城鎮(zhèn)化會隨產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人均生產(chǎn)總值的增長而上升。Black和Vernon[2]建立了城鄉(xiāng)兩部門增長模型，分析了土地要素、非農(nóng)部門等資本投入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響。吳福象和劉志彪[3]認(rèn)為，長三角城市群的推進(jìn)對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級和增長發(fā)揮著新引擎作用。程開明[4]研究發(fā)現(xiàn)，城市化水平的提高與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著較大的正向關(guān)系。Brückner[5]研究了以非洲為代表的發(fā)展中地區(qū)，發(fā)現(xiàn)在欠發(fā)達(dá)地區(qū)，經(jīng)濟(jì)增長對城鎮(zhèn)化水平的提升具有決定性的作用。蘇劍和賀明之[6]通過實(shí)證認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)方面的變量決定著潛在的城鎮(zhèn)化水平，而非經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)生的是實(shí)際城鎮(zhèn)化率與自然城鎮(zhèn)化率的離差程度。肖國榮[7]研究了經(jīng)濟(jì)增長、城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與土地價格之間的相互關(guān)系，并得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與土地價格是負(fù)相關(guān)關(guān)系，而其他相互關(guān)系均為正向關(guān)系的結(jié)論。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整帶動了生產(chǎn)要素投入方向與方式的變化，進(jìn)而產(chǎn)生集聚效應(yīng)，推動城鎮(zhèn)化進(jìn)程。Pandey[8]實(shí)證發(fā)現(xiàn)，勞動力在各產(chǎn)業(yè)中的分布變動會對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生明顯的作用。Gilbert和Joseph[9]提出城鎮(zhèn)化率與第二、三產(chǎn)業(yè)占比的提高有著較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，而與第一產(chǎn)業(yè)則呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)的關(guān)系。郭克莎[10]提出，城市化進(jìn)程與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及相應(yīng)的就業(yè)結(jié)構(gòu)之間有較強(qiáng)的聯(lián)系，特別是工業(yè)化對城鎮(zhèn)化進(jìn)程有著無可替代的作用。王傳民[11]基于系統(tǒng)動力學(xué)的分析，提出縣域產(chǎn)業(yè)構(gòu)成及各產(chǎn)業(yè)間關(guān)系與縣域經(jīng)濟(jì)增長有著密切的關(guān)系。王智勇[12]認(rèn)為，對西部落后地區(qū)而言，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然要求，應(yīng)注重以工業(yè)化為導(dǎo)向、第三產(chǎn)業(yè)跟進(jìn)?？律谱珊挖w曜[13]利用結(jié)構(gòu)—規(guī)模協(xié)同效應(yīng)回歸擬合法，分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城市規(guī)模對我國城市經(jīng)濟(jì)效益的協(xié)同影響機(jī)制，認(rèn)為不同規(guī)模的城市應(yīng)采取不同的產(chǎn)業(yè)與城鎮(zhèn)化策略。

在我國經(jīng)濟(jì)增長與城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系方面，學(xué)者們進(jìn)行了大量的研究。師應(yīng)來[14]研究了城鎮(zhèn)化與其他經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率、人均生產(chǎn)總值和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有著顯著的相關(guān)性，但城鎮(zhèn)化水平與生產(chǎn)總值中工業(yè)增加值占比之間的相關(guān)性不高。韓峰和李玉雙[15]認(rèn)為，城鎮(zhèn)化進(jìn)程有助于湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。孫曉華和柴玲玲[16]通過實(shí)證得出，城鎮(zhèn)化是影響三次產(chǎn)業(yè)中勞動力就業(yè)占比變化的重要因素，而第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)占比的上升推進(jìn)了城鎮(zhèn)化水平的提高。楊志海等[17]針對縣域城鎮(zhèn)化水平與城鄉(xiāng)二元收入格局的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證，結(jié)果表明縣域城鎮(zhèn)化水平的提升對城鄉(xiāng)二元收入結(jié)構(gòu)具有收斂作用。王立新[18]通過實(shí)證得出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)調(diào)發(fā)展是城鎮(zhèn)化的重要推動力。盧學(xué)法和杜傳忠[19]運(yùn)用廣義矩估計(jì)方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)短期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向Granger因果關(guān)系，而較長時期內(nèi)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動不是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因。呂煒和謝佳慧[20]認(rèn)為，處于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的地區(qū)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上存在較大差異，不同地區(qū)的城鎮(zhèn)化存在著差異化的路徑選擇。

在上述的研究中，學(xué)者們或側(cè)重于研究經(jīng)濟(jì)增長與城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系，或側(cè)重于分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系，或針對經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化三者之間的關(guān)系進(jìn)行分析。但多數(shù)的研究直接將某省、某大片區(qū)(例如西北、華北)、甚至全國作為一個整體進(jìn)行研究，往往忽視了樣本區(qū)域內(nèi)部的發(fā)展差異，導(dǎo)致相關(guān)分析結(jié)果的精確性不高，所提出政策建議的針對性不強(qiáng)，缺少對特定城市的經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化三者之間關(guān)系的定量研究。在總結(jié)以往學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，本文利用1978—2013年相關(guān)數(shù)據(jù)，對烏魯木齊的城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期掌握烏魯木齊在上述三個方面的相互作用情況，為制定相關(guān)政策提供依據(jù)，也為今后研究特定城市的城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系提供參考。

二、研究方法與計(jì)量模型

1.時間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文所采用的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)、ECM模型、Granger因果關(guān)系等實(shí)證方法都要求數(shù)據(jù)的時間序列是平穩(wěn)的，所使用的是ADF單位根檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)是零假設(shè)檢驗(yàn)，即“H0：時間序列yt是非平穩(wěn)的”。ADF的基本形式如式(1)所示：

(1)

其中，k代表最優(yōu)滯后階數(shù)，該階數(shù)對檢驗(yàn)結(jié)果有著重要的統(tǒng)計(jì)影響。滯后階數(shù)的確定一般使用赤池準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)，能使兩者的值達(dá)到最小的參數(shù)k就是最優(yōu)滯后階數(shù)。若在一定的置信水平下，ADF檢驗(yàn)值大于臨界值則接受原假設(shè)，時間序列非平穩(wěn)；反之，則拒絕原假設(shè)，即時間序列平穩(wěn)。

2.Granger因果檢驗(yàn)

Granger因果檢驗(yàn)的目的是為了確認(rèn)經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系及其作用方向。其檢驗(yàn)思路為，設(shè)有兩個變量x和y，若x的變化引起了y的變化，則x變化的發(fā)生應(yīng)早于y的變化。常用的回歸方程為：

(2)

其中，C1代表常數(shù)項(xiàng)，r代表因變量滯后期長度，q代表自變量滯后期長度，隨機(jī)誤差項(xiàng)ε1t與變量不相關(guān)。為了完成對任何自回歸滯后期長度n的Granger因果檢驗(yàn)，式(2)采用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，F(xiàn)檢驗(yàn)的零假設(shè)為βj=0(j=1，2，…，n)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量基于以下公式計(jì)算：

(3)

其中，RSSV代表滿足βj≠0(j=1，2，…，n)條件下式(2)的殘差平方和，RSSR代表滿足βj=0(j=1，2，…，n)時式(3)的殘差平方和，T代表樣本容量，q代表變量y的滯后期長度。若F統(tǒng)計(jì)值比F-分布標(biāo)準(zhǔn)值大，則y不能接受x的零假設(shè)，表明y變化是x變化的原因。若檢驗(yàn)x對y的因果關(guān)系，則將變量y與y的滯后項(xiàng)和x進(jìn)行回歸。如果上述兩個檢驗(yàn)均否定原假設(shè)，則證明變量間存在雙向因果關(guān)系。

(三)誤差修正模型

誤差修正模型(ECM)的基本形式為：

(4)

三、經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

1.指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

本文以城鎮(zhèn)人口比率(Ur)代表城鎮(zhèn)化，以第二產(chǎn)業(yè)占比(Indu)、第三產(chǎn)業(yè)占比(Serv)代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以人均地區(qū)生產(chǎn)總值(Y)代表經(jīng)濟(jì)增長情況，選擇烏魯木齊1979—2013年相應(yīng)指標(biāo)的數(shù)據(jù)，使用Eviews 7.2進(jìn)行實(shí)證分析。數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫、《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》、新疆國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)、《新疆五十年》等。同時，為了在不影響數(shù)據(jù)間相互關(guān)系的前提下避免多重共線性，本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理。

2.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)是否存在時間趨勢，本文將對數(shù)化后的各變量序列及其一階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。由表1可知，原序列對數(shù)化后不平穩(wěn)，但其一階差分序列是平穩(wěn)的，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

表1 平穩(wěn)性ADF檢驗(yàn)結(jié)果

3.協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用擴(kuò)展的Johansen檢驗(yàn)方法對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，確定變量間存在的長期線性關(guān)系。由表2可知，在零假設(shè)情況，5%臨界值水平下，特征根跡統(tǒng)計(jì)量與最大特征值檢驗(yàn)值大于顯著性水平；反之，特征根的跡統(tǒng)計(jì)量與最大特征值檢驗(yàn)值均小于顯著性水平。

表2 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，變量之間存在一組協(xié)整關(guān)系，基于此，本文建立協(xié)整方程如下：

lnY= -2.11+0.83lnIndu+1.17lnServ+0.71lnUr

(-12.44)(2.81)(3.79) (2.21)

(4)

而為了檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性，需要對殘差項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。殘差平穩(wěn)證明變量間存在長期穩(wěn)定協(xié)整關(guān)系。第二、第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化對人均地區(qū)生產(chǎn)總值之間的彈性系數(shù)分別是0.83、1.17和0.71，說明人均地區(qū)生產(chǎn)總值每發(fā)生1個單位的變化，第二產(chǎn)業(yè)會變化0.83個單位，第三產(chǎn)業(yè)會變化1.17個單位，城鎮(zhèn)化率會變化0.71個單位。

表3 協(xié)整方程的殘差檢驗(yàn)

4.誤差修正模型

為了檢驗(yàn)變量間是否存在短期關(guān)系，及其長短期自我調(diào)節(jié)機(jī)制的變化情況，本文在協(xié)整模型的基礎(chǔ)上加入殘差系數(shù)，對變量一階差分后構(gòu)建ECM模型，回歸結(jié)果如下：

ΔlnYt=0.12+0.91ΔlnYt-1+0.41ΔlnYt-2+0.79ΔlnIndut+0.21ΔlnIndut-1+1.03ΔlnServt+0.39ΔlnServt-1+0.66ΔlnUrt+0.10ΔlnUrt-1-0.39ECMt-1

(5)

5.Granger因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)只能說明城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，但并不能對變量之間的因果關(guān)系及作用方向進(jìn)行全面分析，需要通過Granger因果檢驗(yàn)確定。確定Granger因果檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)為2并進(jìn)行檢驗(yàn)，得出如下結(jié)論：人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)lnY是對數(shù)值lnIndu、lnServ、lnUr的Granger原因；lnIndu、lnServ也是lnY的Granger原因；但lnUr不是lnY的Granger原因。特別地，在考察城鎮(zhèn)化率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的因果關(guān)系時，lnUr不是lnIndu與lnServ的Granger原因；但lnIndu與lnServ均是lnUr的Granger原因。

6.實(shí)證結(jié)果分析

通過上述檢驗(yàn)，本文得出以下結(jié)論：

第一，變量一階差分后平穩(wěn)，且存在著一組協(xié)整關(guān)系。通過協(xié)整方程的構(gòu)建，可得到變量間長期關(guān)系的系數(shù)分別為0.83、1.17和0.71，且模型的殘差序列平穩(wěn)，說明變量間存在長期、較明顯的穩(wěn)定關(guān)系。

第二，誤差修正模型表明，人均地區(qū)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)化率、第二產(chǎn)業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)比重之間存在著短期的關(guān)系，模型對樣本的擬合程度好。在差分后，滯后兩期的人均地區(qū)生產(chǎn)總值對當(dāng)期仍存在正向關(guān)系，但與滯后一期相比影響衰退。第二產(chǎn)業(yè)比重和第三產(chǎn)業(yè)比重對當(dāng)期人均地區(qū)生產(chǎn)總值的作用是正向的，當(dāng)期的作用效果比滯后一期的大。此外，模型中誤差修正系數(shù)較小，說明因變量的短期自我修正能力不強(qiáng)，即經(jīng)濟(jì)增長在城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響下向穩(wěn)態(tài)增長率的收斂速度慢。

第三，Granger因果檢驗(yàn)反映出人均地區(qū)生產(chǎn)總值與第二、第三產(chǎn)業(yè)比重之間存在著雙向因果關(guān)系；但城鎮(zhèn)化率對人均地區(qū)生產(chǎn)總值與第二、第三產(chǎn)業(yè)比重之間僅存在單向關(guān)系，即城鎮(zhèn)化不是經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的Granger原因，但經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是城鎮(zhèn)化的Granger原因。這與傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論及類似實(shí)證研究結(jié)論不同，體現(xiàn)出本文所選樣本城市具有獨(dú)特性，其城鎮(zhèn)化的發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長并沒有有效的推動作用。

第四，從經(jīng)濟(jì)意義通過經(jīng)驗(yàn)分析可以看出，烏魯木齊的經(jīng)濟(jì)增長能夠有效推動城鎮(zhèn)化率的提高，但城鎮(zhèn)化率對烏魯木齊經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用不明顯。同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，第二、第三產(chǎn)業(yè)占比的提升是城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快的推動力，但其反向關(guān)系不明顯。由此可見，烏魯木齊的城鎮(zhèn)化水平雖然較高，但城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的貢獻(xiàn)程度較低，未能有效地將城鎮(zhèn)化進(jìn)程中所集聚的資本與人力資源轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力。此外，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系上，烏魯木齊第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)的拉動作用大于第二產(chǎn)業(yè)。

四、政策建議

第一，促進(jìn)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。近年來，烏魯木齊的城鎮(zhèn)化率已處于全國前列，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級提供了良好的基礎(chǔ)。但結(jié)合實(shí)證分析結(jié)果可知，烏魯木齊的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鎮(zhèn)化水平之間出現(xiàn)了不匹配的現(xiàn)象，城鎮(zhèn)化進(jìn)程并未對經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生有力的推動作用。當(dāng)前，烏魯木齊仍在加快推進(jìn)高鐵、會展、白鳥湖、城北新區(qū)、古牧地、城南經(jīng)貿(mào)合作區(qū)等新區(qū)的建設(shè)，面對已經(jīng)出現(xiàn)的問題，應(yīng)在科學(xué)論證的基礎(chǔ)上，結(jié)合烏魯木齊實(shí)際制定新型城鎮(zhèn)化實(shí)施方案，避免大躍進(jìn)式的追求數(shù)量，避免粗放式發(fā)展，減少對土地財(cái)政的過度依賴，優(yōu)化城市空間布局，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)城融合。

第二，研究和制定合理的產(chǎn)業(yè)政策。在“新常態(tài)”背景下，烏魯木齊應(yīng)結(jié)合自身發(fā)展實(shí)際，將經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重心由數(shù)量轉(zhuǎn)向質(zhì)量，進(jìn)一步推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。當(dāng)前，烏魯木齊實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級應(yīng)從兩方面入手：一方面，推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化，增強(qiáng)工業(yè)企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，堅(jiān)持創(chuàng)新驅(qū)動，支持傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級，培育壯大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)；另一方面，對烏魯木齊而言，第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中占比較高，對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用強(qiáng)，為此，應(yīng)抓住“一帶一路”戰(zhàn)略和“五大中心”建設(shè)的重大機(jī)遇，積極發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，大力發(fā)展過境運(yùn)輸，建立國際物流分撥中心。

第三，深入實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。近年來，烏魯木齊較好地利用了后發(fā)優(yōu)勢，淘汰落后產(chǎn)能，第三產(chǎn)業(yè)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的帶動力較強(qiáng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級取得了階段性成就。但隨著城市發(fā)展的飽和，與周邊地市的產(chǎn)業(yè)相似程度提高，后發(fā)優(yōu)勢的利用空間逐步縮小。為此，烏魯木齊應(yīng)主動創(chuàng)造自己的先發(fā)優(yōu)勢，培育高端要素、高端產(chǎn)業(yè)和高端市場，建設(shè)創(chuàng)新高地。充分利用城鎮(zhèn)化帶來的集聚效應(yīng)，以“一帶一路”戰(zhàn)略為依托，廣泛吸引以技術(shù)、品牌和質(zhì)量為核心的新產(chǎn)品、新產(chǎn)業(yè)和新市場，做大做強(qiáng)地方特色，釋放新需求，創(chuàng)造新供給，發(fā)現(xiàn)和培育新的增長點(diǎn)。

第四，加強(qiáng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，推進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展。中央財(cái)經(jīng)領(lǐng)導(dǎo)小組第十一次會議提出要“著力加強(qiáng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革”，釋放出“十三五”經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展的新信號。面對城鎮(zhèn)化推進(jìn)中出現(xiàn)的問題，烏魯木齊應(yīng)針對自身產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與城鎮(zhèn)化發(fā)展中的問題，將發(fā)展方向鎖定新興領(lǐng)域和創(chuàng)新領(lǐng)域，創(chuàng)造新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)。特別是要著力推動創(chuàng)新并擴(kuò)大有效供給，推進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，推動新型城鎮(zhèn)化的質(zhì)量提升，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會的協(xié)調(diào)發(fā)展。為此，烏魯木齊應(yīng)結(jié)合當(dāng)前實(shí)際，重點(diǎn)培育涉及工業(yè)生產(chǎn)和人民生活的健康、養(yǎng)老、保險(xiǎn)、文體、法律、批發(fā)零售、住宿餐飲和教育培訓(xùn)等領(lǐng)域的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)，并在財(cái)稅、金融、價格、社保和土地政策等方面給予政策激勵。

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(責(zé)任編輯：楊全山)

2016-07-13

新疆維吾爾自治區(qū)社會科學(xué)基金項(xiàng)目“新形勢下新疆承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的金融支持研究”(11BJY026)；新疆維吾爾自治區(qū)普通高校人文社會科學(xué)重點(diǎn)研究基地招標(biāo)課題“區(qū)域金融發(fā)展促進(jìn)新疆與中亞貿(mào)易投資轉(zhuǎn)型的實(shí)證分析”(050113B02)

費(fèi) 清(1990-)，男，江蘇徐州人，助教，碩士，主要從事貨幣政策與區(qū)域金融研究。E-mail:15981776183@163.com

盧愛珍(1965-)，女，新疆烏魯木齊人，教授，博士生導(dǎo)師，主要從事貨幣政策、區(qū)域金融和保險(xiǎn)等方面研究。

F293.1

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1000-176X(2016)11-0140-05