陳含樺

基金項目：本文是福建省科技廳軟科學項目“生產(chǎn)效率、技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級—基于福建省先進制造業(yè)的研究”（2014R0014）的階段性成果

中圖分類號：F120 文獻標識碼：A

內(nèi)容摘要：產(chǎn)業(yè)結構變動、新型城鎮(zhèn)化建設與經(jīng)濟增長不僅僅是單向的影響關系，而且是一種相互作用相互影響的循環(huán)統(tǒng)一體。本文通過建立固定效應下的省域數(shù)據(jù)空間誤差模型，對“新常態(tài)”下產(chǎn)業(yè)結構高級化、新型城鎮(zhèn)化建設與經(jīng)濟增長間的關系進行實證分析，其實證結果表明：整體上，產(chǎn)業(yè)結構高級化、新型城鎮(zhèn)化建設對經(jīng)濟增長存在正向結構性沖擊且外溢效用明顯，經(jīng)濟增長空間依賴性強；東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級對經(jīng)濟增長的作用強于新型城鎮(zhèn)化建設；現(xiàn)階段，新型城鎮(zhèn)化建設仍然是中西部地區(qū)經(jīng)濟建設的重要方向，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級化對經(jīng)濟增長的逆向結構沖擊可能是由于其結構不合理，效率低下造成。在經(jīng)濟“新常態(tài)”下，各地應把握產(chǎn)業(yè)結構高級化與新型城鎮(zhèn)化的雙輪驅動效應，促進經(jīng)濟的持續(xù)增長。

關鍵詞：產(chǎn)業(yè)結構高級化 新型城鎮(zhèn)化 經(jīng)濟增長 空間誤差模型

問題的提出

全球經(jīng)濟發(fā)展歷史進程表明，城鎮(zhèn)化水平提高和產(chǎn)業(yè)結構更新是推動一國或地區(qū)經(jīng)濟增長的雙核動力引擎，特別是近代伴隨工業(yè)革命和工業(yè)化進程以來，二者所起的作用和扮演的角色無可替代。作為世界經(jīng)濟發(fā)展的重要力量，中國經(jīng)濟自1978年改革開放實施以來，依托城鎮(zhèn)化水平不斷提高，深化產(chǎn)業(yè)結構的升級更新，不斷為經(jīng)濟發(fā)展注入新的活力，促使中國經(jīng)濟實現(xiàn)了30多年的高速增長，也為世界經(jīng)濟發(fā)展作出了重要貢獻。然而二者在為中國經(jīng)濟釋放潛力的同時無可避免的帶來了日益凸顯的結構性弊端：傳統(tǒng)的“半城鎮(zhèn)化”發(fā)展模式導致新舊城鄉(xiāng)二元結構并存局面，制約了經(jīng)濟的高質量發(fā)展；粗放式的產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式使得環(huán)境資源約束趨緊，部分行業(yè)產(chǎn)能嚴重過剩；全球經(jīng)濟持續(xù)低迷，導致國內(nèi)外需求不足以及本國人口紅利優(yōu)勢趨于殆盡。我國經(jīng)濟發(fā)展內(nèi)外交困，面臨巨大壓力和挑戰(zhàn)，經(jīng)濟下行壓力嚴重，難以保持持續(xù)高速發(fā)展，這些都是經(jīng)濟“新常態(tài)”階段下，全社會共同關注的焦點和亟待解決的難題。城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構升級和經(jīng)濟增長三者之間到底具有怎樣的關系，特別是十八大以來，中國政府將“新型城鎮(zhèn)化”作為當前經(jīng)濟發(fā)展新戰(zhàn)略，重新審視、合理調(diào)節(jié)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，是否能為“新常態(tài)”階段的中國經(jīng)濟發(fā)展注入新的動力、釋放新的活力，能否破除當前改革發(fā)展困境，保持經(jīng)濟新一輪高速發(fā)展，再次成為擔負經(jīng)濟發(fā)展的引擎角色，具有重大的理論和現(xiàn)實研究意義。

產(chǎn)業(yè)結構高級化與新型城鎮(zhèn)化指數(shù)構建

（一）產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)

產(chǎn)業(yè)結構高級化指標是對以往衡量產(chǎn)業(yè)結構指標的揚棄，反映了產(chǎn)業(yè)結構由低到高、由簡到繁和由剛性到柔性的動態(tài)發(fā)展過程。國內(nèi)文獻中產(chǎn)業(yè)結構的度量方法主要有三種，分別為靜態(tài)直觀比較法、動態(tài)比較判別法和指標法，通過比較分析后，筆者認為采取指標法最合適，本文采用付凌暉（2010）提出的產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)測算方法。首先根據(jù)三次產(chǎn)業(yè)劃分將GDP分為3部分，每一部分增加值占GDP的比重作為空間向量中的一個分量，構成一個三維向量X0=（x10，x20，x30），然后分別計算X0與產(chǎn)業(yè)由低層次到高層次排列的向量X1=（1，0，0），X2=（0，1，0），X3=（0，0，1）的夾角θ1、θ2、θ3，其中：

最后定義產(chǎn)業(yè)結構高級化指數(shù)為：

（二）新型城鎮(zhèn)化指數(shù)

第一，指標選取。與傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化不同，新型城鎮(zhèn)化是中國經(jīng)濟轉型發(fā)展過程中提出的新型發(fā)展模式，是一個系統(tǒng)結構過程，涉及經(jīng)濟、社會、人口和環(huán)境等諸多方面，主要著眼于城鎮(zhèn)化建設質量的提升，倡導從偏重數(shù)量規(guī)模向內(nèi)涵質量提升轉變。為全面動態(tài)地反映新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平及其變化趨勢，本文借鑒趙永平、徐盈之（2014）構建的指標體系，同時參考中國城市經(jīng)濟學會、中國社科院及國外關于衡量城市發(fā)展指標體系的研究成果。從不同維度綜合考慮，最終建立包含新型城鎮(zhèn)化的環(huán)境質量水平、社會功能水平、人口發(fā)展水平和經(jīng)濟基礎水平4個層面7個三級指標24個四級指標的新型城鎮(zhèn)化綜合評價指標體系，如表1所示。

第二，指標解釋。環(huán)境質量水平反映了新型城鎮(zhèn)化建設可持續(xù)發(fā)展的能力。與傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化相比，新型城鎮(zhèn)化更傾向于“綠色、環(huán)?！?、“低碳、節(jié)約”的發(fā)展理念，充分考慮了城市發(fā)展過程中的資源與環(huán)境承載能力。廢水、廢氣排放量能夠直接反映出城市發(fā)展中的空氣質量和水源質量，城市生活垃圾無害化處理率可以有效測度城市發(fā)展中對生活垃圾的處理情況。為有效保持城市系統(tǒng)與環(huán)境系統(tǒng)的平衡穩(wěn)定發(fā)展，新型城鎮(zhèn)化過程必須加大綠色改善和環(huán)保投入的力度，盡可能的與城市發(fā)展的自然狀態(tài)相契合。

新型城鎮(zhèn)化建設大力倡導以人為本的觀念，社會功能水平便是這一觀念的重要體現(xiàn)。社會功能水平能夠完善城市基礎建設，推動城鄉(xiāng)建設協(xié)調(diào)發(fā)展。單位人口擁有醫(yī)生數(shù)可以直接反映人們看病難、看病貴的重大社會問題，公共財政支出及城市交通車輛運營數(shù)等公共服務配套設施的保障，可以作為評價新型城鎮(zhèn)化質量的重要內(nèi)容。

人口發(fā)展水平不僅體現(xiàn)出農(nóng)村人口向城市集中轉移的城鎮(zhèn)化速度水平，同時也表現(xiàn)出城鎮(zhèn)化進程中的居民生活質量水平。居民就業(yè)情況能夠反映生活狀況，城鎮(zhèn)人口比重和人口密度反映城鎮(zhèn)化發(fā)展速度，體現(xiàn)城鎮(zhèn)化總體發(fā)展水平。

經(jīng)濟基礎水平是新型城鎮(zhèn)化建設的有力支撐，同時也是推動城鎮(zhèn)化進程的動力。國內(nèi)外大量文獻表明，城鎮(zhèn)化率和國民經(jīng)濟增長之間存在顯著的正向相關關系。財政收入可以體現(xiàn)出一個地區(qū)的經(jīng)濟創(chuàng)造力，是城鎮(zhèn)化建設的潛在力量。城鎮(zhèn)人均可支配收入和人均GDP是新型城鎮(zhèn)化建設成果評判標準，貿(mào)易開放度也是衡量一個國家經(jīng)濟開放包容的指標之一。

第三，新型城鎮(zhèn)化指數(shù)合成。對各項指標賦權以合成新型城鎮(zhèn)化指數(shù)時，為有效消除指標本身所含的不確定性影響以及賦權過程中主觀因素的影響，本文擬采用熵權賦值法?！办亍弊鳛閷Σ淮_定性的一種度量，所含信息量越大，其值越小，進而不確定性就越小。熵權法主要利用模糊綜合評價矩陣和各因素的輸出熵來確定各因素的權重，從而消除賦權過程中的主觀因素，是一種客觀賦權的方法，具體計算步驟如下：endprint

首先對數(shù)據(jù)標準化：

正向指標：

逆向指標：

然后計算第i個指標在第j項指標中所占比重為 ：

得到比重后，確定第j項的指標值，其中N為地區(qū)個數(shù)且。

接著確定j項指標的值：gj=1-ej

計算第j項指標權重：

合成新型城鎮(zhèn)化指數(shù)：

各省域新型城鎮(zhèn)化指數(shù)如表2所示（由于篇幅有限，只顯示2005-2014年的數(shù)據(jù)）。

空間相關性分析

傳統(tǒng)區(qū)域經(jīng)濟學理論認為，地理空間是均衡分布的，因此區(qū)域間各種經(jīng)濟活動都不會受區(qū)域空間距離的影響。但在現(xiàn)實生活中，各類經(jīng)濟活動均受到空間距離的影響，不同資源在不同空間中分布是非均勻的，進而會相互影響。空間經(jīng)濟學從地理空間是非均勻出發(fā)，研究某一地區(qū)與相鄰地區(qū)的經(jīng)濟互動現(xiàn)象。同時在使用空間計量模型進行分析時，對變量進行空間相關性分析是必不可少的。

（一）全局相關性檢驗

空間相關性指空間區(qū)域的變量之間存在潛在依賴性，根據(jù)熵值賦權法，構建了新型城鎮(zhèn)化的綜合評價指數(shù)，本文使用Morans I（Anselin，2000）指數(shù)對地區(qū)經(jīng)濟、新型城鎮(zhèn)化指數(shù)及產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化指數(shù)進行全局相關性進行檢驗。

Morans I指數(shù)定義：

其中：，n表示省域個數(shù)，xi表示第i個地區(qū)的觀測值，S2表示樣本方差；wij為空間權重，本文空間權重采用鄰接空間法計算，wij為：

Morans I反映出變量間的空間滯后相關系數(shù)，取值范圍屬于[-1，1]，其值越大表明空間正相關性越強，同時也可以計算出Morans I指數(shù)的統(tǒng)計量，計算公式如下：

通過計算可以看出，地區(qū)生產(chǎn)總值、新型城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構高級化具有空間依賴關系。如表3的Morans I指數(shù)統(tǒng)計結果可以看出，各地區(qū)生產(chǎn)總值、新型城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構高級化均呈現(xiàn)正相關性，并且地區(qū)生產(chǎn)總值的空間依賴性有增加趨勢，新型城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構高級化并沒有規(guī)律性變化趨勢。

（二）局部空間相關性檢驗

Morans I指數(shù)測量觀測值的平均空間集聚程度，僅僅是一種全局空間相關性的檢驗。但是，如果要更加具體的判斷觀測值集聚的高低值，反映空間依賴程度，那就必須進行局部共建相關性的檢驗。Morans I指數(shù)散點圖能夠對觀測值進行局部空間相關性檢驗，其中散點圖橫坐標為變量值，縱坐標值為空間滯后項，并且第一象限代表高-高（HH）值空間相關，第二象限代表低-高（LH）值空間相關，第三象限代表低-低（LL）值空間相關，以及第四象限代表高-低（HL）值空間相關。如果散點落在一、三象限，那么代表相同特性的觀測值集聚，如果落在二、四象限，那么代表不相同特性的觀測值集聚。從圖1可以看出三個觀測對象大多散落在一、三象限，這表明三個觀測值都具有較強的空間外部溢出效應。

模型建構、數(shù)據(jù)說明及實證分析

（一）模型構建

空間計量模型首先由Paelinck（1974）提出，后經(jīng)過Anselin、Elhorst等計量經(jīng)濟學家的發(fā)展，構建出了空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）。其中SAR模型考察的是變量通過空間傳導作用形成的溢出效應；而SEM模型考察的是變量間由于空間區(qū)域差異而造成的隨機沖擊傳導外溢效應，并且Lesage（2009）給出了兩種模型的具體表達式：

SAR模型：

其中：β表示自變量與對解釋變量的影響程度，ρ代表臨近區(qū)域間解釋變量間的空間依賴性，Wy表示空間距離的存在對解釋變量的影響。

SEM模型：

其中：β表示自變量與對解釋變量的影響程度，λ是空間誤差相關系數(shù)，Wμ表示空間距離的存在對解釋變量的影響。

因此本文，將新型城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構高級化與經(jīng)濟增長的待估計空間滯后模型及空間誤差模型設定為：

（二）數(shù)據(jù)說明

本文選用全國30個省市、自治區(qū)（由于西藏地區(qū)的各類數(shù)據(jù)缺失相對嚴重，因此并未將其納入此次研究范圍），時間為2000-2014年的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、各省歷年統(tǒng)計年鑒、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫及wind數(shù)據(jù)庫。

相關研究表明，中國東部、西部和中部的經(jīng)濟發(fā)展存在顯著差異性，為了更全面地探討新型城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構高級化對經(jīng)濟增長的作用機理，因此本文在對全樣本進行分析時，也分別對東中西部三個子樣本進行分析。

本文的解釋變量為構建的新型城鎮(zhèn)指數(shù)和產(chǎn)業(yè)結構高級化指標，被解釋變量為各省市、自治區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值（以1985年為基準修正后的）。為了避免數(shù)據(jù)異方差，以及數(shù)據(jù)間由于基數(shù)不同造成數(shù)量上的巨大差異，因此對各數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。使用軟件為MATLAB2012a，其中關于空間計量模型估計的代碼由Elhorst、Lesage編寫提供。

（三）實證分析

第一，SAR模型與SEM模型的選擇。通過Lesage和Pace（1995）及Elhorst（2010）提出的選擇標準選擇本文研究的估計模型。首先構建新型城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構高級化及經(jīng)濟增長三者間的面板數(shù)據(jù)模型，運用OLS估計方法，分別構建在無固定、空間固定、時間固定和時空雙固定四種效應下的LM（拉格朗日乘數(shù)檢驗）和穩(wěn)健LM統(tǒng)計量，然后通過判斷檢驗統(tǒng)計量的顯著性選擇估計模型。對于估計模型是選擇固定效益還是隨機效應，則可以通過Hausman檢驗進行判斷。非空間面板模型估計下的LM及穩(wěn)健LM統(tǒng)計結果如表4所示。

從LM檢驗結果可看出，在非空間面板混合回歸模型中，LM檢驗統(tǒng)計量接受了 不存在空間滯后項的假設，但是卻在1%的顯著水平下，LM檢驗統(tǒng)計量和穩(wěn)健LM檢驗統(tǒng)計量均拒絕lnGDP不存在空間誤差項的假設，所以本文將空間誤差模型設定為待估計模型。并且Hausman檢驗統(tǒng)計量為16.8530，自由度為5，在1%拒絕了存在空間隨機效應的假設。雖然在時空雙固定效應模型和空間固定效應模型下，LM檢驗統(tǒng)計量和穩(wěn)健LM檢驗統(tǒng)計量均通過了1%的顯著水平，但是空間固定效應的LM檢驗統(tǒng)計量和LM穩(wěn)健統(tǒng)計量相比時空雙固定效應模型下更顯著，因此最終將本文的模型設定為空間效應下的靜態(tài)空間誤差模型。endprint