崔　航，姜　鈺，耿　寧

（東北林業(yè)大學 a. 機電工程學院 ；b. 經濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150040）

城鎮(zhèn)化是指人類的生產與生活方式由鄉(xiāng)村轉向城鎮(zhèn)的過程，城鎮(zhèn)化對社會的發(fā)展具有巨大的推動作用。改革開放以來，我國的城鎮(zhèn)化率從1978年的17.9%上升到2016年的57.35%，我國城鎮(zhèn)化取得了顯著的成績。但城鎮(zhèn)化發(fā)展中也帶來了諸多問題，新型城鎮(zhèn)化的概念是在中國經濟轉型發(fā)展中提出的新的發(fā)展模式，與傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化不同，新型城鎮(zhèn)化堅持以創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放、共享的發(fā)展理念，是涉及經濟、社會、環(huán)境、生活質量等多層面、全方位的體系[1]。新型城鎮(zhèn)化在不斷建設的過程中，通過集聚效應，為產業(yè)集聚提供了勞動力、資本、土地等基礎要素，從而提高了技術創(chuàng)新能力，推動了產業(yè)結構的優(yōu)化升級[2]。林業(yè)作為經濟社會可持續(xù)發(fā)展的根基，林業(yè)產業(yè)結構的不斷優(yōu)化升級不僅能使林業(yè)生產取得最大的經濟效益，還能夠有助于充分合理的利用森林資源，保證生態(tài)安全，促進國民經濟又好又快發(fā)展。由于林業(yè)涉及國民經濟的三次產業(yè)，林業(yè)產業(yè)結構的劃分也類似于國民經濟產業(yè)結構的劃分[2]，因此，城鎮(zhèn)化同樣對林業(yè)產業(yè)結構具有一定的影響作用。城鎮(zhèn)化水平的不斷發(fā)展，為產業(yè)集聚提供很好的外部性，使得林業(yè)產業(yè)不斷集聚，林業(yè)生產技術、創(chuàng)新能力、勞動力水平等得到不斷提升，林業(yè)產業(yè)結構由此得到不斷優(yōu)化升級。

當前，國內外針對城鎮(zhèn)化與產業(yè)結構的研究頗多。國外學者大都認為城鎮(zhèn)化與產業(yè)結構之間具有相互促進的作用[3-6]。國內學者也有很多針對城鎮(zhèn)化與產業(yè)結構之間的關系的研究，大都認為城鎮(zhèn)化對產業(yè)結構具有正向的促進作用[1，7-10]，但也有部分學者認為城鎮(zhèn)化的發(fā)展對產業(yè)結構升級具有負面影響[11]。目前，有少數學者開展了新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構影響的研究，但也止步于理論分析或者簡單的計量模型[2，12]。為此，本研究以黑龍江省為例，利用黑龍江省特殊的地理位置以及林業(yè)資源優(yōu)勢，運用狀態(tài)空間模型，動態(tài)的分析新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構影響的的階段性特征，為新型城鎮(zhèn)化建設過程中突破林業(yè)產業(yè)增長瓶頸、城鎮(zhèn)化與林業(yè)產業(yè)全面協(xié)調發(fā)展、林業(yè)產業(yè)結構合理有序升級提供可借鑒的思路與方法。

1　指標選取與研究方法

1.1　指標選取與數據來源

1.1.1新型城鎮(zhèn)化指標選取與數據來源

參考藍慶新等[1，10，13]的研究成果，從人口城鎮(zhèn)化、經濟城鎮(zhèn)化、空間城鎮(zhèn)化、生活環(huán)境城鎮(zhèn)化四個維度構建新型城鎮(zhèn)化的綜合評價指標體系，指標體系構建如表1所示。

表 1　新型城鎮(zhèn)化綜合評價指標體系Table 1　New urbanization comprehensive evaluation index system

新型城鎮(zhèn)化的綜合評價指標用UR表示，為了消除指標權重確定時的主觀以及隨機等問題，采用熵權法對新型城鎮(zhèn)化的綜合評價指標進行賦權。查詢《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》1998—2015年的相關數據，利用熵權法得到1998—2015年的新型城鎮(zhèn)化綜合評價指標UR，結果如圖1所示。根據圖1的1998—2015年黑龍江省的新型城鎮(zhèn)化綜合評價指標結果可以看出，黑龍江省的新型城鎮(zhèn)化水平在2004年之前變動不大，且一直處于較低水平，在2004年之后，新型城鎮(zhèn)化水平處于不斷增長的態(tài)勢，增長比較迅速，且在2009年與2012年分別出現(xiàn)兩次峰值。

圖1　1998—2015年新型城鎮(zhèn)化指標變動情況Fig.1　Changes of new urbanization indicators from 1998 to 2015

1.1.2林業(yè)產業(yè)結構指標選取與數據來源

對林業(yè)產業(yè)結構升級的測度采用李逢春[14]的方法，構建林業(yè)產業(yè)結構升級系數Y：式（1）中，yi表示林業(yè)第i產業(yè)占林業(yè)總產值的比重，Y的取值在1～3之間，Y的值越接近于1說明林業(yè)產業(yè)結構的升級的層次越低，越接近3說明層次越高。查詢《中國林業(yè)統(tǒng)計年鑒》1998―2015年相關數據，得到林業(yè)產業(yè)結構升級系數，結果如圖2，從圖2可以看出，在1998年到2015年之間，黑龍江省林業(yè)產業(yè)結構系數穩(wěn)步上升，但呈現(xiàn)出一種周期性變化，在2010年之后，這種增長趨于平緩，但是截止到2015年，林業(yè)產業(yè)升級系數才增長到1.78，還有很大的上升空間。

圖2　1998—2015年林業(yè)產業(yè)結構升級系數變動情況Fig.2　Changes of the forestry industrial structure from 1998 to 2015

為了消除數據的異方差性，對所有的變量取對數，得到INUR，INY。

1.2　研究方法

選用狀態(tài)空間模型探究新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的動態(tài)影響效應。狀態(tài)空間模型是一種可變參數模型，它可以揭示變量系數的變化規(guī)律，在模型中除了可觀測變量還可以加入不可觀測變量。由于林業(yè)產業(yè)的發(fā)展受外部因素的影響較大，而利用固定參數模型不能揭示出不同時期不可觀測變量的變動情況。因此，運用狀態(tài)空間模型研究新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構影響的階段性特征。構建的狀態(tài)空間模型如下：

式（2）和式（3）中，UR表示新型城鎮(zhèn)化；Y表示林業(yè)產業(yè)結構升級系數；α表示狀態(tài)變量，即不可觀測的變量，μ為可變參數，表示新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的的彈性系數；v為狀態(tài)轉移矩陣；μt為觀測噪聲，ξt為狀態(tài)噪聲，它們之間相互獨立，均服從均值為0的高斯分布。

2　結果與分析

2.1　單位根檢驗

時間序列很多是非平穩(wěn)的，即可能存在單位根，進而導致“偽回歸”現(xiàn)象的發(fā)生，為了避免這種現(xiàn)象的發(fā)生，在對模型進行估計之前，要進行數據的平穩(wěn)性檢驗[15]，采用ADF檢驗對序列的平穩(wěn)性進行檢驗。ADF檢驗結果如表2，從表2結果可以看出，在10%的顯著性水平下，序列LNUR與LNY的ADF檢驗的P值分別為0.750 20與0.190 60，不能拒絕原假設，序列存在單位根，即LNUR與LNY為非平穩(wěn)序列。而序列D(LNUR)與D(LNY)為LNUR與LNY序列的一階差分序列，D(LNUR)與D(LNY)的ADF檢驗的P值均小于0.1，拒絕原假設，即序列D(LNUR)與D(LNY)為平穩(wěn)序列。

表 2　ADF檢驗結果Table 2　ADF test results

2.2　協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是在變量平穩(wěn)檢驗的基礎上檢驗變量之間是否存在長期均衡關系的檢驗。采用Johansen檢驗方法對模型進行協(xié)整檢驗，檢驗結果如表3所示。從表3結果可以看出，在10%顯著性水平下，拒絕“不存在協(xié)整關系”的原假設，認為新型城鎮(zhèn)化與林業(yè)產業(yè)結構之間存在協(xié)整關系，即它們之間存在長期均衡關系。

表 3　Johansen協(xié)整檢驗結果Table 3　Results of Johansen cointegration test

2.3　格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗是一種考察某一時間序列是否是另一時間序列產生原因的方法[16]，檢驗結果如表4所示。從表4的結果可以看出，在10%顯著性水平下，拒絕LNUR不是LNY格蘭杰原因的原假設，即認為LNUR是LNY的格蘭杰原因，也可理解為LNUR有助于預測LNY的數值，這說明新型城鎮(zhèn)化在一定程度上可以對林業(yè)產業(yè)結構產生影響，這也證明了前文理論的正確性。

表 4　格蘭杰因果檢驗結果Table 4　Results of Granger causality test

2.4　狀態(tài)空間模型估計

狀態(tài)空間模型是一個時變參數模型，它利用卡爾曼濾波對模型的參數進行估計，模型估計的結果如表5所示。從表5可以看出，狀態(tài)空間模型估計的結果在10%顯著性水平下是顯著的，狀態(tài)變量的最終一步向前預測值為0.023 57，模型估計的AIC為-4.133 17，SC為-3.984 77，HQ為-4.112 71，說明模型估計結果良好，得到狀態(tài)空間模型的量測方程的最終估計如下：

表 5　模型估計結果Table 5　Results of model estimation

2.5　新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的動態(tài)影響效應分析

由圖3可以看出，從整體來看，新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的彈性系數一直處于正值且大致呈倒“U”形，說明新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級是正向的促進作用，并將這種影響效應分為三個不同的階段進行分析：

圖3　新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的動態(tài)影響效應Fig.3　Dynamic influence of new urbanization on upgrading of forestry industrial structure

第一階段為1998年到2004年之間，在這個階段內，新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構的影響程度處于在波動中下降的趨勢。在1998年到2000年之間尤為明顯，新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構的彈性系數從0.045 79一直下降到了0.026 78，這主要是由于90年代末，我國林業(yè)的生產主要是以木材采運為主，林業(yè)在第一產業(yè)占據主導地位，從1998年的57.051 45%到2000年的48.860 81%，林業(yè)在第一產業(yè)的產值一直處于產業(yè)總值的50%左右，這時期的林業(yè)產業(yè)升級系數相對較低，而這時期的城鎮(zhèn)化不斷發(fā)展，促使大量勞動力由農村轉向城市，林業(yè)相關勞動力大量喪失，促使城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構的影響程度迅速下降。在2000年到2004年之間，城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構影響的彈性系數先經歷了一段比較平緩時間段，然后又再次下降到0.020 33，這是由于在20世紀初，我國的城鎮(zhèn)化得到迅速發(fā)展，大量的農村務工人員由鄉(xiāng)村轉向城鎮(zhèn)，而我國在2000年開始實施天然林資源保護工程，2002年正式實施退耕還林工程，國家實施的這些工程主要是以林木的培育、種植為主，需要大量的勞動力作為保障，城鎮(zhèn)化的發(fā)展導致實施林業(yè)保護工程的勞動力資源不足，因此，在2000年到2004年之間，城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構的影響程度出現(xiàn)了下降的趨勢。

第二階段為2004年到2012年，這段時期，新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構的影響處于一段較平緩的狀態(tài)，新型城鎮(zhèn)化的彈性在0.02附近波動。在2004年到2006年之間，新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構的影響彈性出現(xiàn)增長趨勢，增長到0.026 39，這是由于我國林業(yè)作為第一產業(yè)主要是以林木的培育與種植、木材與竹材的采運、經濟林產品的采集與種植為主，這些工作需要大量的勞動力，而林業(yè)作為第二產業(yè)主要是木材加工制造為主，相對第一產業(yè)，林業(yè)第二產業(yè)對于機械化要求更高，相對勞動力的要求較低，而在這段時期內，我國的綜合實力迅速發(fā)展，城市的各項功能也逐步完善，新型城鎮(zhèn)化迅速發(fā)展，勞動力繼續(xù)大量的由鄉(xiāng)村轉移到城鎮(zhèn)，由于勞動力的轉移，林業(yè)第一產業(yè)逐步向第二、三產業(yè)轉移，林業(yè)產業(yè)結構逐步優(yōu)化升級。在2008年，彈性系數迅速下降到0.019 72，這是由于2008年大興安嶺發(fā)生了嚴重的森林火災以及受暴雪、臺風等的洪澇災害影響，并且在2008年美國發(fā)生了金融危機[17]，這些因素影響了林業(yè)產業(yè)的增長，促使城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構影響下降。在2008年之后，由于國家政策出臺以及補救，彈性系數又迅速增長，此后變化較為平緩，其原因是因為城市對農村勞動力的吸收進入飽和狀態(tài)，城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構的影響逐步放緩[18]。

第三階段是2012年到2015年，這段時期內新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構的影響逐步上升，彈性系數最高已達到0.031 92。這段時期內，黨的十八大召開，明確提出了新型城鎮(zhèn)化的概念，并發(fā)布了國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃，新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展提升到了一個新的高度。不僅如此，國家越來越重視林業(yè)的發(fā)展，隨著天然林保護二期工程的實施，林地得到保護，并且在中央提出的林業(yè)“十三五”規(guī)劃中，明確提出要壯大林業(yè)產業(yè)集群，加快林業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化升級。正是由于國家政策的不斷實施，使得在新型城鎮(zhèn)化建設不斷發(fā)展過程中，為產業(yè)集聚提供了勞動力、資本、土地等基礎要素，并且國家越來越重視科技創(chuàng)新，從而提高了林業(yè)技術創(chuàng)新能力，推動了林業(yè)產業(yè)結構的優(yōu)化升級，因此，在這段時期內，新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的影響程度進一步加深。

3　結論與對策建議

3.1　結　論

以黑龍江省為例，研究新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的動態(tài)影響效應，通過構建新型城鎮(zhèn)化與林業(yè)產業(yè)結構升級評價指標，運用狀態(tài)空間模型，并結合協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗動態(tài)分析新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的動態(tài)影響效應，得到如下結論：

（1）通過變量的協(xié)整檢驗可以得出，新型城鎮(zhèn)化與林業(yè)產業(yè)結構升級之間存在協(xié)整關系，即認為城鎮(zhèn)化與林業(yè)產業(yè)結構升級之間存在長期的均衡關系；

（2）格蘭杰因果檢驗得出，新型城鎮(zhèn)化是林業(yè)產業(yè)結構升級的格蘭杰原因，說明新型城鎮(zhèn)化在一定程度上影響林業(yè)產業(yè)結構升級，并有助于預測林業(yè)產業(yè)結構升級；

（3）運用狀態(tài)空間模型，通過新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構影響的動態(tài)分析，得到量測方程，通過模型估計結果可以得出，新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的彈性系數均為正值且呈倒“U”形，說明新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級具有顯著的正向促進作用，并將影響分為三個階段：第一階段為1998年到2004年，在這段時間內，新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的影響是在波動中減小，但仍為正向的促進作用；第二階段為2004年到2012年，新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的影響較為穩(wěn)定，彈性系數在0.02附近波動，但受自然災害以及金融危機的影響，2008年出現(xiàn)突降趨勢；第三階段為2012年之后，由于國家政策的大力實施，新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的影響出現(xiàn)小幅度增長趨勢。

本研究對新型城鎮(zhèn)化與林業(yè)產業(yè)結構升級的指標的構建都是在前人研究的基礎上構建的指標體系，可能不是最優(yōu)的指標，還需進一步研究。本研究揭示了新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的階段性影響特征，并未對這種影響的內涵、理論、運作模式等做進一步剖析，而且也只分析了新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的單向影響作用。因此，在本研究的基礎上，還應針對新型城鎮(zhèn)化與林業(yè)產業(yè)結構升級的相互影響作用以及作用的理論等做進一步深入的研究。

3.2　對策建議

通過新型城鎮(zhèn)化對林業(yè)產業(yè)結構升級的動態(tài)影響效應分析，提出如下建議：

（1）鑒于新型城鎮(zhèn)化對促進林業(yè)產業(yè)結構升級具有顯著的積極作用，中央及各級財政部門應該加大對林業(yè)方面的投資力度，尤其是對于林業(yè)勞動力的投資力度，提高勞動力的技術創(chuàng)新能力，大力扶持勞動力技術培訓，提高勞動力整體素質[19]，并提高林業(yè)從業(yè)人員的社會福利待遇，鼓勵高素質、高學歷的人員從事林業(yè)工作[2]，以此促進在新型城鎮(zhèn)化背景下林業(yè)產業(yè)結構的優(yōu)化升級；

（2）在新型城鎮(zhèn)化建設過程中，努力抓住新型城鎮(zhèn)化給林業(yè)產業(yè)帶來的機遇，尤其是在新型城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中，城鎮(zhèn)園林建設給林業(yè)產業(yè)帶來的勞動力市場需求，并且隨著城鎮(zhèn)居民的逐步增多，城鎮(zhèn)的住房需求也逐步加大，房屋裝修以及家具木材市場需求也開始增加，林產品消費的不斷增多，也是城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中給林業(yè)產業(yè)帶來的機遇與挑戰(zhàn)[2]；

（3）我國林業(yè)產業(yè)的發(fā)展應該探索新的發(fā)展途徑，建立自身的林業(yè)優(yōu)勢產業(yè)，打造林業(yè)特色產業(yè)，增加對森林旅游、林下經濟等的投資力度，提高林業(yè)技術創(chuàng)新水平，逐步推動林業(yè)產業(yè)結構的優(yōu)化升級。