李德玉, 葉卓雅

(安徽財經(jīng)大學 a. 經(jīng)濟學院, b. 金融學院, 安徽 蚌埠 233030)

自2014年開始,我國經(jīng)濟進入新常態(tài),城鎮(zhèn)化率快速提高,截至2018年末,中國常住人口城鎮(zhèn)化率達到了59.58%[1]。在推動城鎮(zhèn)化發(fā)展的同時,我國過去傳統(tǒng)粗放的城鎮(zhèn)化模式依然存在,造成政府部門和私人部門公共投資不平衡和產(chǎn)業(yè)結構升級緩慢等問題。為此,國家對新型城鎮(zhèn)化高度關注。2014年,國務院印發(fā)《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014-2020年)》,強調推進新型城鎮(zhèn)化要保證住房、教育和醫(yī)療等相關民生項目的投資[2]。2016年,國務院《關于深入推進新型城鎮(zhèn)化建設的若干意見》要求:推動新型城鎮(zhèn)建設,加快公共投資力度,建立一、二、三產(chǎn)業(yè)融合平臺,加快服務產(chǎn)業(yè)轉型升級,提高公共服務水平[3]。2018年,《國家發(fā)展改革委關于實施2018年推進新型城鎮(zhèn)化建設重點任務的通知》進一步明確:撤縣設市、撤地設市;健全城鎮(zhèn)化投融資機制;推動公共資源向農(nóng)村延伸;推進城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展;提高城市發(fā)展質量[4]。在城鎮(zhèn)化背景下,公共投資是推動城市化進程的基本要素,而城鎮(zhèn)化是產(chǎn)業(yè)結構升級動態(tài)變化的過程。因此,隨著新型城鎮(zhèn)化進程的進一步推進,基礎設施投資快速增加,公共投資的重要性日益凸顯。公共投資是否能夠加快產(chǎn)業(yè)結構升級也越來越受到學者的關注。

近幾年來,許多經(jīng)濟學學者在研究公共投資與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關系。李國輝認為公共投資增長是解決供給側結構性改革的基本要素[5]。李翀認為加快人力資本積累、穩(wěn)定投資增長是產(chǎn)業(yè)結構調整的重要手段[6]。劉希章等采用因子分析法研究公共投資產(chǎn)業(yè)升級效應是否存在,研究結果表明:產(chǎn)業(yè)升級效應存在,并且公共投資對民間投資有擠出效應[7]。王平等采用格蘭杰實證方法進行研究,結果證明:公共投資與信息消費存在因果關系,并且信息消費和公共投資對農(nóng)村居民消費影響較大[8]。岳友強認為固定投資對產(chǎn)業(yè)結構升級發(fā)揮著重要作用[9]。王敏和王琴梅認為新型城鎮(zhèn)化背景下公共資本的有效供給能夠推進供給側結構性改革[10]。顧天竹等指出,教育行業(yè)的公共投資對教育發(fā)展有一定的促進作用[11]。

現(xiàn)有文獻大多單獨分析公共投資與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關系,而研究新型城鎮(zhèn)化、公共投資、產(chǎn)業(yè)結構升級三者動態(tài)關系的文獻較少。本文運用面板VAR模型研究我國30個省(市、自治區(qū),以下簡稱“省”)的新型城鎮(zhèn)化、公共投資和產(chǎn)業(yè)結構升級三者之間的動態(tài)關系。

一、 設定PVAR模型

傳統(tǒng)的VAR模型是把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來構造模型,而PVAR模型是利用面板數(shù)據(jù)來構建向量自回歸模型。本文選擇了Inessa Lovea和Lea Zicchino的面板向量自回歸(PVAR)方法[12],模型表示如下:

yit=Γyit-j+Φt+fi+εit。

(1)

式中:下標i和t分別表示截面單元和時間;yit是內(nèi)生變量;yit-j是yit的滯后j期;fi是個體效應;Φt是時間效應;εit是隨機擾動項。根據(jù)研究需要,構建PVAR模型

(2)

二、 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

1.變量選擇

(1) 公共投資(ZFI)。公共投資是政府的一項重要職能,主要包括基礎產(chǎn)業(yè)投資和農(nóng)業(yè)投資。本文借鑒楊飛虎等的觀點,將社會投資總額作為公共投資的衡量指標[13],以2000年作為基期進行價格指數(shù)平減,以消除物價變動帶來的影響。

(2) 產(chǎn)業(yè)結構升級水平(CS)。產(chǎn)業(yè)結構升級是影響公共投資的重要控制因素。李東松和趙志君采用第三產(chǎn)業(yè)占GDP 的比重與第二、第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值之和占GDP的比重作為衡量產(chǎn)業(yè)結構升級的指標[14]。鑒于我國每個省的現(xiàn)實情況不同,產(chǎn)業(yè)結構調整力度差異較大,本文選取第三產(chǎn)業(yè)增加值占第二產(chǎn)業(yè)增加值的比重作為產(chǎn)業(yè)結構升級的衡量指標。

(3) 新型城鎮(zhèn)化水平(UR)。吳楠和楊飛虎認為,新型城鎮(zhèn)化水平可以用城鎮(zhèn)常住人口占總人口比重、戶籍人口占總人口比重和城鎮(zhèn)化率3個指標來衡量[15]。由于城鎮(zhèn)化率變化小會影響模型的結果,很多外出務工人員也會導致城鎮(zhèn)戶籍人口占總人口比重不準確,所以本文選取城鎮(zhèn)常住人口占總人口比重作為新型城鎮(zhèn)化水平的衡量指標。

2.數(shù)據(jù)來源

本文選取全國30個省2001—2017年面板數(shù)據(jù)作為研究樣本,由于西藏數(shù)據(jù)不夠完整,剔除其數(shù)據(jù)。相關變量數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國固定資產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》。

三、 實證分析

1.檢驗面板單位根

面板數(shù)據(jù)在進行回歸時需要對變量進行平穩(wěn)性檢驗,確保估計結果的有效性,避免偽回歸問題。本文采用最常見的面板單位根檢驗法檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。研究的面板數(shù)據(jù)是強平衡面板數(shù)據(jù),而ADF和PP兩種檢驗法的原假設是存在有效的單位根,需要選擇含有截距和趨勢項還是無截距和趨勢項,再對不平穩(wěn)面板序列進行差分,直至3個模型的假設都不能拒絕原假設,才認為面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。ADF和PP兩種檢驗法的過程過于繁瑣,因此,本文使用LLC、IPS與Breitung3種方法分別進行檢驗。在LLC 檢驗中,公共投資、產(chǎn)業(yè)結構升級和城鎮(zhèn)化的水平序列在1%、5%和10%顯著水平下均拒絕了原假設,說明存在平穩(wěn)序列。但在IPS和Breitung檢驗中,公共投資、產(chǎn)業(yè)結構升級和城鎮(zhèn)化水平3個變量的水平值接受了原假設,說明存在非平穩(wěn)情形。對變量水平值進行1階差分之后再進行相關檢驗,發(fā)現(xiàn)公共投資、產(chǎn)業(yè)結構升級和城鎮(zhèn)化水平的1階差分拒絕存在1個單位根的原假設,說明各變量都是1階單整序列I(1),適合建立PVAR模型。相關變量的面板單位根檢驗結果詳見表1。

表1 相關變量的面板單位根檢驗結果

2.選擇最優(yōu)滯后階數(shù)

設定PVAR模型中的自回歸階數(shù)。采用赤池信息準則(AIC)、貝葉斯信息準則(BIC)和漢南-奎因信息準則(HQIC )3種標準來選擇滯后階數(shù)。在滯后階數(shù)為3時AIC值(-6.290 1)最小,在滯后階數(shù)為1時BIC值(-4.783 4)和HQIC值(-7.602 1)最小。當上述信息準則值最小時,滯后階數(shù)是最優(yōu)的。相關變量的PVAR相關滯后項的信息準則詳見表2。

表2 相關變量PVAR滯后項的信息準則

3.PVAR模型估計結果分析

PVAR模型存在個體效應和時間效應,因此采用前向均值差分法,使得當前值、滯后項和干擾項均不相關,以消除樣本中時間固定效應和個體固定效應,從而通過矩條件來構造廣義矩估計(GMM)。相關變量PVAR的估計結果詳見表3。

表3 相關變量PVAR的估計結果

根據(jù)表3的估計結果,得到如下結論:

(1) 在產(chǎn)業(yè)結構升級過程中,公共投資需求會逐漸增加。滯后1期的產(chǎn)業(yè)結構升級系數(shù)(0.130)通過10% 的顯著性水平,表明滯后1期的產(chǎn)業(yè)結構升級對公共投資有著顯著的正向促進作用,即在產(chǎn)業(yè)結構升級過程中,對公共投資的需求會逐漸增加。我國在促進產(chǎn)業(yè)結構調整與優(yōu)化的過程中,勞動密集型產(chǎn)業(yè)向技術密集型產(chǎn)業(yè)調整,勢必加大基礎設施方面的投資需求。而產(chǎn)業(yè)結構是我國供給側結構性改革的重要內(nèi)容,產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展符合現(xiàn)階段我國供給側結構性改革和導向。

(2) 城鎮(zhèn)化水平提高及公共投資增加能夠推動產(chǎn)業(yè)結構升級。滯后1期的城鎮(zhèn)化水平系數(shù)(0.360)通過5%的顯著性水平,表明滯后1期的城鎮(zhèn)化水平能夠推動產(chǎn)業(yè)結構升級。滯后1期的公共投資系數(shù)(1.336)通過1%的顯著性水平,表明公共投資對產(chǎn)業(yè)結構升級具有顯著的正向關系。這是因為我國新型城鎮(zhèn)化水平提高會帶動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構變化,實現(xiàn)第一、第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉移,實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構高度化和合理化,推動產(chǎn)業(yè)結構不斷優(yōu)化。我國公共投資的投向往往是基礎設施建設行業(yè),為產(chǎn)業(yè)結構升級與改造提供了基本保障。如果向高端制造業(yè)、文化產(chǎn)業(yè)和金融服務方面的投資有所側重,就會刺激和激勵我國產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展,為經(jīng)濟高質量發(fā)展奠定產(chǎn)業(yè)基礎。

(3) 公共投資需求增加能夠提高新型城鎮(zhèn)化水平。滯后1期的公共投資系數(shù)(0.217)通過5%的顯著性水平,表明公共投資增加,新型城鎮(zhèn)化水平會得到大幅度提高,推動城鄉(xiāng)融合與發(fā)展。在新型城鎮(zhèn)化建設過程中,大多數(shù)公共投資用于城鄉(xiāng)交通、教育、醫(yī)療、文化等民生領域,解決城鄉(xiāng)居民的公共用品問題,加快農(nóng)村與城市的融合。這可以在很大程度上解決城鄉(xiāng)融合過程中的城鄉(xiāng)二元結構問題,加快城鎮(zhèn)化建設步伐。

4.脈沖響應函數(shù)圖分析

面板VAR模型雖然能夠直接看出各變量之間的關系,但只能顯示短期內(nèi)公共投資、產(chǎn)業(yè)結構升級和城鎮(zhèn)化水平三者之間的動態(tài)關系,無法解釋單個變量估計結果,難以全面深刻了解各變量之間的深層次關系。相比面板VAR模型,脈沖響應函數(shù)是分離出一個內(nèi)生變量沖擊對其他內(nèi)生變量的影響,以確定各變量之間長期的動態(tài)關系。本文借鑒李菁等的做法,運用Cholesky分解方法來計算正交脈沖響應函數(shù)[16],并在95%的置信區(qū)間內(nèi)使用蒙特卡洛法模擬500次,得到實證結果如圖1。

由圖1(a)可以看出, 產(chǎn)業(yè)結構升級對公共投資產(chǎn)生一個沖擊后, 公共投資的反應為:在初期并沒有產(chǎn)生響應, 隨后產(chǎn)生正向響應并逐步增大, 在第2期出現(xiàn)正值, 到第3期達到最大值,然后開始回落趨于穩(wěn)定, 并逐漸收斂于某一期。 因此,受到產(chǎn)業(yè)結構的沖擊后, 公共投資出現(xiàn)了顯著的正響應。

由圖1(b)可以看出,城鎮(zhèn)化對公共投資產(chǎn)生一個沖擊后,公共投資的反應為:在2期出現(xiàn)了一個顯著的負響應,逐漸由負響應轉向正響應,在3期達到最大的正響應,后期逐漸趨向穩(wěn)定的正響應。因此,受到城鎮(zhèn)化的沖擊后,公共投資短期內(nèi)出現(xiàn)了負響應,長期是正響應。

由圖1(c)可以看出,公共投資對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生一個沖擊后,產(chǎn)業(yè)結構升級的反應為:在初期產(chǎn)生正向響應,在第2期變?yōu)樨撓蝽憫?在第3期及以后,脈沖響應線有往上的趨勢回歸正響應。因此,從長期來看,公共投資對產(chǎn)業(yè)結構升級是產(chǎn)生正響應的。

(a) 產(chǎn)業(yè)結構升級沖擊公共投資(b) 城鎮(zhèn)化沖擊公共投資(c) 公共投資沖擊產(chǎn)業(yè)結構升級(d) 城鎮(zhèn)化沖擊產(chǎn)業(yè)結構升級(e) 公共投資沖擊城鎮(zhèn)化(f) 產(chǎn)業(yè)結構升級沖擊城鎮(zhèn)化

由圖1(d)可以看出,城鎮(zhèn)化對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生一個沖擊后,產(chǎn)業(yè)結構升級的反應為:在初期表現(xiàn)出顯著的正向響應,在第2期出現(xiàn)最大正向響應,在第4期又產(chǎn)生負響應,第1—4期交替出現(xiàn)正負響應,從第7期開始趨于穩(wěn)定的正響應,最后收斂于某一期,趨于穩(wěn)定的正響應。因此,從長期來看,城鎮(zhèn)化對產(chǎn)業(yè)結構升級是產(chǎn)生正響應的。

由圖1(e)可以看出,公共投資對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生一個沖擊后,城鎮(zhèn)化的反應為:在初期時產(chǎn)生負向響應,第2期出現(xiàn)正響應,在第三期達到最大值,然后開始回落并趨于穩(wěn)定的正響應。因此,從長期看,公共投資對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生穩(wěn)定的正響應。

由圖1(f)可以看出,產(chǎn)業(yè)結構升級對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生一個沖擊后,城鎮(zhèn)化的反應為:在初期產(chǎn)生正向響應,隨后第2期出現(xiàn)負響應,在第4期后由負響應轉變?yōu)檎憫Ｒ虼?長期來看,產(chǎn)業(yè)結構升級對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生穩(wěn)定的正響應。

5.面板格蘭杰因果檢驗

本文運用面板格蘭杰因果檢驗方法確定各變量之間的因果關系,檢驗結果見表4。

表4 各變量滯后1期面板格蘭杰因果檢驗結果

由表4可知,當滯后階數(shù)為1時,取對數(shù)的產(chǎn)業(yè)結構升級水平(lnCS)是取對數(shù)的公共投資水平(lnZFI)的格蘭杰因,取對數(shù)的公共投資水平(lnZFI)是取對數(shù)的產(chǎn)業(yè)結構升級水平(lnCS)的格蘭杰因,即取對數(shù)的產(chǎn)業(yè)結構升級水平(lnCS)與取對數(shù)的公共投資水平(lnZFI)存在雙向因果關系,說明公共投資確實能夠直接推動產(chǎn)業(yè)結構升級,而產(chǎn)業(yè)結構升級也能夠促進公共投資的增加。取對數(shù)的新型城鎮(zhèn)化水平(lnUR)不是取對數(shù)的公共投資水平(lnZFI)的格蘭杰因,取對數(shù)的公共投資水平(lnZFI)是取對數(shù)的新型城鎮(zhèn)化水平(lnUR)的格蘭杰因,即取對數(shù)的新型城鎮(zhèn)化水平(lnUR)與取對數(shù)的公共投資水平(lnZFI)是單向因果關系,說明公共投資能夠促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展。取對數(shù)的新型城鎮(zhèn)化水平(lnUR)是取對數(shù)的產(chǎn)業(yè)結構升級水平(lnCS)的格蘭杰因,而取對數(shù)的產(chǎn)業(yè)結構升級水平(lnCS)不是取對數(shù)的新型城鎮(zhèn)化水平(lnUR)的格蘭杰因,即取對數(shù)的新型城鎮(zhèn)化水平(lnUR)與取對數(shù)的產(chǎn)業(yè)結構升級水平(lnCS)是單向因果關系,說明城鎮(zhèn)化發(fā)展確實能夠推動產(chǎn)業(yè)結構升級?？梢?面板格蘭杰因果檢驗結果與面板VAR模型的結果一致,表示公共投資、產(chǎn)業(yè)結構和城鎮(zhèn)化水平等變量之間的確存在相互影響的關系。

三、 研究結論與建議

本文運用面板VAR模型對我國公共投資、產(chǎn)業(yè)結構和新型城鎮(zhèn)化水平三者之間的動態(tài)影響關系進行實證分析,并采用面板格蘭杰因果檢驗驗證三者之間的動態(tài)關系,得出如下結論:在短期內(nèi),新型城鎮(zhèn)化進程和產(chǎn)業(yè)結構升級過程對公共投資的需求是不斷增加的,而新型城鎮(zhèn)化進程加快,也會不斷推動產(chǎn)業(yè)結構升級,促進公共投資的增加;在長期內(nèi),公共投資、產(chǎn)業(yè)結構和新型城鎮(zhèn)化水平三者之間存在動態(tài)關系。本文有關公共投資、產(chǎn)業(yè)結構升級和新型城鎮(zhèn)化水平的研究結論可為相關部門提供建設新型城鎮(zhèn)化和促進產(chǎn)業(yè)結構調整與優(yōu)化的思路。因此,本文根據(jù)研究結論提出如下建議:

(1) 提高新型城鎮(zhèn)化建設中的公共投資比重。就目前而言,根據(jù)雙創(chuàng)戰(zhàn)略,我國新型城鎮(zhèn)化建設和特色小鎮(zhèn)開發(fā)正在快速發(fā)展,應將公共投資重點放在能夠提升新型城鎮(zhèn)化水平的領域,引導公共投資落實到新型城鎮(zhèn)化建設中的基礎設施行業(yè)和新興產(chǎn)業(yè)領域,從而保證產(chǎn)業(yè)不斷發(fā)展,實現(xiàn)城鄉(xiāng)充分就業(yè),以實現(xiàn)真正的新型城鎮(zhèn)化。

(2) 加快新型城鎮(zhèn)化建設中的產(chǎn)業(yè)結構升級步伐。產(chǎn)業(yè)結構升級是城鎮(zhèn)化的基礎和動力,而城鎮(zhèn)化的集聚效應促進了產(chǎn)業(yè)結構升級,為產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展提供了良好的區(qū)域支持。為此,我國應加快產(chǎn)業(yè)結構升級步伐,加大高端制造業(yè)和人工智能產(chǎn)業(yè)投資,促進勞動密集型產(chǎn)業(yè)向技術密集型產(chǎn)業(yè)轉移,從而實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展。

(3) 加大產(chǎn)業(yè)結構重點調整領域中的公共投資。我國產(chǎn)業(yè)結構調整進入關鍵時期,重點是發(fā)展人工智能和區(qū)塊鏈等高新技術產(chǎn)業(yè)。而加大高新技術產(chǎn)業(yè)的公共投資,能夠吸引和引導社會資本進入產(chǎn)業(yè)結構重點調整領域,不斷推動產(chǎn)業(yè)結構升級,為供給側結構性改革和經(jīng)濟高質量發(fā)展提供堅實的產(chǎn)業(yè)基礎。