李新運 吳學錳 馬俏俏

(山東財經(jīng)大學管理科學與工程學院，山東 濟南 250014)

一、引言

當前，我國正處在城市化快速發(fā)展和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時期。進入新世紀以來，我國城市化水平(城市人口比重)年均提高1.37個百分點(2012年達到了52.6%)，每年約有2000萬農(nóng)村人口進入城市工作、學習和生活，這既為工業(yè)、服務(wù)業(yè)的發(fā)展提供了豐富的人力資源，同時也需要強大的城市產(chǎn)業(yè)提供就業(yè)機會。另一方面，我國已進入了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整、國民經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展的關(guān)鍵階段，城市產(chǎn)業(yè)對勞動力數(shù)量的需求彈性有所下降，而對勞動力質(zhì)量的要求則不斷提高。根據(jù)城市化和產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟相關(guān)理論，城市化的規(guī)模擴大和質(zhì)量提高與二、三產(chǎn)業(yè)的規(guī)模擴大和轉(zhuǎn)型升級具有雙向互動作用。在30多年的快速發(fā)展過程中，我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城市化的拉動作用有多大？城市化規(guī)模的擴大和質(zhì)量的提高對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支撐作用又有多大？未來時期產(chǎn)業(yè)發(fā)展和城市化在相互作用下的變化趨勢又如何？這是政府部門和社會各界普遍關(guān)心的問題。作為我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的一個縮影，山東省在2012年人口數(shù)量和經(jīng)濟總量分別位列全國第二和第三位，城鎮(zhèn)人口比重達到52.43%，與全國平均水平基本持平。本文以山東省為例，采用計量方法對城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)發(fā)展間互動效應展開研究，探索兩者協(xié)調(diào)發(fā)展的最優(yōu)路徑。

目前，國內(nèi)外學者對于城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動關(guān)系的研究主要從以下三個方面展開。第一，理論研究方面。周莉萍(2013)[1]以經(jīng)濟思想史為線索，首先分析了城市化因素如何內(nèi)嵌于經(jīng)濟學理論，然后在新經(jīng)濟地理理論框架下，分析了城市化與產(chǎn)業(yè)之間的內(nèi)在關(guān)系。張貴等(2012)[2]對城市化的內(nèi)涵與產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、城市化動力機制與產(chǎn)業(yè)發(fā)展、城市化路徑與產(chǎn)業(yè)發(fā)展、城市化階段與產(chǎn)業(yè)發(fā)展等進行了分析，認為城市化是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的結(jié)果，城市化進程中應更加注重城市與產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展。劉艷軍(2011)[3]引入了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的城市化響應形態(tài)的概念，從單一城市和城市群體兩個空間層次構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變城市化響應形態(tài)的理論模型，揭示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變城市化響應形態(tài)演化的一般規(guī)律。第二，實證分析方面。王可俠(2012)[4]從三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演化與城市化進程的關(guān)系著手探討了城市化發(fā)展的一般規(guī)律，并選擇蘇、浙、皖、贛四省樣本數(shù)據(jù)，比較產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、工業(yè)水平升級與城市化進程的速度差距，進一步說明三者互動發(fā)展的關(guān)系。Kuznets(1966)[5]注意到城市化發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動之間的相互關(guān)聯(lián)，指出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對城市化的影響是由產(chǎn)業(yè)的不同屬性所引起的。崔裴等(2012)[6]對美、英、法、德、日五國城市化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系進行了分析，研究發(fā)現(xiàn)以美國為代表的內(nèi)生集中型城市化模式和以德國為代表的外生均衡型城市化模式代表了城市化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級關(guān)系當中的兩種不同模式。林文生(2013)[7]基于上海市 1978-2010 年年度數(shù)據(jù)，在 VECM 框架下分析了上海第二、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展、外來人口及城鎮(zhèn)化之間的長期均衡關(guān)系和相互動態(tài)影響。第三，政策研究方面。楊章賢等(2011)[8]對國外發(fā)達國家老工業(yè)基地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的城市化響應的主要路徑進行梳理，分析了我國東北老工業(yè)基地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的城市化響應過程與趨勢，提出了未來東北老工業(yè)基地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的城市化響應路徑。陳立俊等(2010)[9]通過建立實證模型，對城市化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系進行了分析，并在國際比較的基礎(chǔ)上提出要從提升工業(yè)化發(fā)展質(zhì)量、大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)、掃除制度障礙等方面入手，推進城市化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

以上研究還存在一些不足：對城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動關(guān)系研究較多，但考慮的發(fā)展指標較為單一，城鎮(zhèn)化指標僅考慮了城鎮(zhèn)化水平，很少考慮城鎮(zhèn)化質(zhì)量，產(chǎn)業(yè)發(fā)展只考慮了二、三產(chǎn)業(yè)比重(產(chǎn)值比重或就業(yè)比重)，而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的內(nèi)在要求重視的不夠；對城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動關(guān)系的動態(tài)模擬研究較少，有待進行這方面的研究。

本文以山東省為應用案例，從系統(tǒng)論的角度構(gòu)建了城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)發(fā)展概念模型，建立了產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化的指標體系，并充分考慮農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、教育發(fā)展、科技進步及社會需求對產(chǎn)業(yè)發(fā)展和城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響，運用計量模型對產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化發(fā)展之間的關(guān)系進行實證研究，最后提出相應的政策建議。

二、分析方法

本文首先利用ADF平穩(wěn)性檢驗法檢驗變量是否具有同階單整性，進行初步的變量篩選；再運用Granger因果檢驗法檢驗城鎮(zhèn)化發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間是否存在因果關(guān)系，接著通過Johansen協(xié)整檢驗法檢驗變量之間是否存在長期均衡關(guān)系；最后建立VAR模型，采用脈沖響應函數(shù)檢驗城鎮(zhèn)化發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的影響程度和持續(xù)時間，進一步采用方差分解確定兩者的方差貢獻程度。

向量自回歸模型(vector auto-regression models，VAR)在1980年由克里斯托弗·西姆斯提出。VAR模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，由于不需要預先假定各類經(jīng)濟變量之間存在著理論上的經(jīng)濟關(guān)系，因此得到廣泛的應用。初步模型如下式所示。

含n個變量的VAR(p)模型表達式：

Yt=μ+A1Yt-1+…+ApYt-p+ξt,

t=1,2,...T

其中，yt為n維內(nèi)生變量向量，p為滯后階數(shù)，T為樣本數(shù)目，A1,...,Ap是n*n維系數(shù)矩陣,ξt～N(0,∑)是k維隨機誤差向量。

三、指標體系的構(gòu)建及相關(guān)發(fā)展指數(shù)的測算

(一)概念模型的建立

根據(jù)人口經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟、城市地理等基本理論，產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化之間具有顯著的互動關(guān)系，如城鎮(zhèn)化可以為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供人力資源和基礎(chǔ)設(shè)施支撐，產(chǎn)業(yè)發(fā)展可以增加就業(yè)、擴大需求。同時，產(chǎn)業(yè)發(fā)展、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、教育發(fā)展、科技進步、社會需求等相關(guān)因素之間也存在著相互影響，如教育發(fā)展可以提高人口素質(zhì)，從而為城鎮(zhèn)化水平的提高、產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化提供人力資源保障；農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化可以提高農(nóng)村居民的生活水平，減少對農(nóng)業(yè)勞動力的需求，促進農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)地區(qū)的轉(zhuǎn)移。在系統(tǒng)分析區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化系統(tǒng)的層次結(jié)構(gòu)、要素構(gòu)成、因果關(guān)系和反饋機制等的基礎(chǔ)上，建立區(qū)域城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動機制概念模型(見圖1)，即反映系統(tǒng)結(jié)構(gòu)、要素構(gòu)成及因果關(guān)系的框架圖，作為我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化互動機制分析的基礎(chǔ)框架。

圖1 區(qū)域城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動機制概念模型

(二)指標的選擇

在以上所建立的區(qū)域城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動機制概念模型的基礎(chǔ)上，進一步分析相關(guān)理論，建立產(chǎn)業(yè)發(fā)展指標體系和城鎮(zhèn)化指標體系。其中，產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平主要從經(jīng)濟水平、經(jīng)濟效益、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和兩型發(fā)展等四個方面衡量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整又需要在保證合理的前提下提高水平，按照科學性、系統(tǒng)性和數(shù)據(jù)可得性等原則，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化主要選取了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重來衡量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化選取了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度，即三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重與相應勞動力比重絕對差之和來表示(見表1)。城鎮(zhèn)化指標體系包括城鎮(zhèn)化水平和城鎮(zhèn)化質(zhì)量兩個一級指標，每個一級指標下又分為若干個二級指標(見表2)。

表1 產(chǎn)業(yè)發(fā)展指標體系

另外，教育水平的發(fā)展主要選取大專以上文化人口比重以及平均受教育年限來表示；農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化選擇了農(nóng)村恩格爾系數(shù)和農(nóng)業(yè)從業(yè)人員比重來衡量；科技發(fā)展從R&D人員投入和R&D經(jīng)費支出兩個方面來反映，主要選取了R&D人員比重以及R&D經(jīng)費支出占GDP比重兩個相對指標；從拉動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整角度分析，本研究主要選取了城鎮(zhèn)居民平均消費傾向來衡量社會需求。

表2 城鎮(zhèn)化指標體系

(三)相關(guān)發(fā)展指數(shù)的測算

以區(qū)域城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動機制概念模型為理論框架，以建立的城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標體系為基礎(chǔ)，對相關(guān)發(fā)展指數(shù)進行定量測算。本研究主要涉及城鎮(zhèn)化指數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)、教育發(fā)展指數(shù)、科技進步指數(shù)、社會需求指數(shù)以及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化指數(shù)等6個發(fā)展指數(shù)。其中，因為社會需求指數(shù)選取了單指標來表示，可以直接進行單指標評價。對于城鎮(zhèn)化指數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)、教育發(fā)展指數(shù)、科技進步指數(shù)和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化指數(shù)需進行以下處理：

首先，單指標評價模型。單指標評價主要用以消除各指標取值單位的影響，并使得正向和逆向指標的評價值轉(zhuǎn)化成可以直接匯總的同向度量值。采用如下計算公式：

其中，xtj為第t年第j個評價指標的統(tǒng)計值，xj min、xj max、xjs分別為第j個評價指標的下限值、上限值和標準值(最適宜值，如城鄉(xiāng)居民人均收入比的標準值為1)，ytj為第t年第j個指標的單項評價得分，它介于0-100之間。

其次，多指標評價模型。即最終城鎮(zhèn)化指數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)、教育指數(shù)等的測算采用具體指標的加權(quán)求和模型：

其中，wj為單項指標ytj的權(quán)重，Ht為第t年相應指數(shù)的加權(quán)求和值。指標權(quán)重一般通過專家咨詢法和AHP法進行分配，考慮到指標設(shè)置的簡潔性，在這里不再應用AHP等方法進行細致的劃分，而是根據(jù)城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、教育發(fā)展、科技進步和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的內(nèi)涵以及國內(nèi)相關(guān)專家學者的一些做法，對指標進行等權(quán)重的設(shè)置。

四、山東省產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化相互影響分析

本文針對1984-2011年城鎮(zhèn)化發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展及其他影響因素的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行了實證研究，所用基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《山東統(tǒng)計年鑒》、《輝煌山東60年》等統(tǒng)計資料。

(一)ADF平穩(wěn)性檢驗

為了避免“偽回歸”現(xiàn)象的發(fā)生，必須對各時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，這也是建立VAR模型的必要條件。本文使用ADF檢驗法，在模型中包含常數(shù)項和趨勢項的情況下，利用Eviews6.0軟件分別對原變量、變量的一階差分及二階差分進行操作。二級差分處理結(jié)果如表3所示。

表3檢驗結(jié)果顯示：二階差分后，ADF檢驗值均小于5%顯著水平下的臨界值，拒絕原假設(shè)，說明各時間序列的二階差分序列不存在單位根，即二階差分序列是平穩(wěn)的。P值小于0.05，亦能表明變量是I(2)序列。

表3 ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

注：△2表示該指數(shù)的二階差分。

(二)格蘭杰因果檢驗

本文所選變量均通過ADF平穩(wěn)性檢驗，所以可以通過Granger因果檢驗確定各變量之間的“因果關(guān)系”，即某變量的變化受其自身及其他過去行為的影響。Granger因果檢驗對于滯后期長度的選擇優(yōu)勢很敏感，不同滯后期可能會得到完全不同檢驗結(jié)果。檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 Granger因果檢驗結(jié)果

表4檢驗結(jié)果表明：在10%顯著水平、滯后階數(shù)為2的情形下，拒絕原假設(shè)，則CYFZZS是CZHZS的Granger原因，反之亦成立，即城鎮(zhèn)化發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在互為因果關(guān)系。

(三)Johansen協(xié)整分析

本文采用Johansen協(xié)整檢驗法判斷模型內(nèi)部變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，即是否存在長期均衡關(guān)系。ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果顯示，所選變量均為I(2)變量，符合協(xié)整檢驗同階單整變量的條件。選擇協(xié)整變量具有截距項和趨勢項，結(jié)果如表5所示。

表5 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

注：*表示在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。

表5檢驗結(jié)果表明：P值均小于0.05，跡統(tǒng)計量均大于5%的顯著水平下的臨界值，則拒絕原假設(shè)，說明存在6個協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系如(1)、(2)式所示。

CZHZS= 1.921691CYFZZS+0.806142JYFZZS+0.911177KJFZZS-0.067640NYXDHZS+0.020451SHXQZS+0.702306

(0.76426) (1.84809) (0.95490) (0.32588) (0.22128) (5.92021)

(1)

CYFZZS=1.084962CZHZS+0.952810JYFZZS+1.261344KJFZZS+0.073388NYXDHZS+1.712238SHXQZS+0.761976

(1.24294) (4.48797) (0.98629) (0.27482) (0.23347) (6.78654)

(2)

協(xié)整關(guān)系式(1)顯示，產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化進程的長期影響力比較大，即產(chǎn)業(yè)發(fā)展變動1%會推動城鎮(zhèn)化進程前進1.9%，這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、經(jīng)濟效益與規(guī)模的擴大及發(fā)展環(huán)境成本的降低極大地推進社會現(xiàn)代化的進程，進而提高了城鎮(zhèn)化的水平和質(zhì)量。其他因素對城鎮(zhèn)化發(fā)展也有不同程度的影響，但影響程度相對比較小。同理，式(2)表明城鎮(zhèn)化發(fā)展對產(chǎn)業(yè)發(fā)展也存在長期的正向效應，即城鎮(zhèn)化水平每提高1%會引起產(chǎn)業(yè)發(fā)展1.08%的變動，這表明伴隨城鎮(zhèn)化所帶來的人口素質(zhì)的提升及基礎(chǔ)設(shè)施的完善極大地推動了產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。社會需求的變動對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響日益凸顯，這與消費引導供給的經(jīng)濟環(huán)境有關(guān)?？傊?，城鎮(zhèn)化發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在長期均衡關(guān)系，且受其他因素不同程度的影響。

(四)建立VAR模型

本文通過對VAR模型各變量滯后階數(shù)的分析，綜合考慮LR統(tǒng)計量、PEF最終預測誤差、AIC信息準則、SC信息準則及HQ信息準則，得出最優(yōu)滯后階數(shù)為2。結(jié)合前文穩(wěn)定性檢驗結(jié)果，建立VAR(2)模型。模型方程如(3)、(4)式所示。

Δ2CHZZSt=0.274431Δ2CZHZSt-1-0.048658Δ2CZHZSt-2+0.174599Δ2CYFZZSt-1

+0.168861Δ2CYFZZSt-2+0.070727Δ2NYXDHZSt-1-0.031475Δ2NYXDHZSt-2

+7.599863Δ2JYFZZSt-1-5.301563Δ2JYFZZSt-2+0.175196Δ2KJFZZSt-1

(3)

+0.184751Δ2KJFZZSt-2+0.058738Δ2SHXQZSt-1+0.031817Δ2SHXQZSt-2-0.115901

Δ2CYFZZSt=1.044159Δ2CYFZZSt-1+0.401561Δ2CYFZZSt-2+2.491208Δ2CZHZSt-1

-2.520545Δ2CZHZSt-2+1.62399Δ2JYFZZSt-1+1.29045Δ2JYFZZSt-2

+0.51399Δ2KJFZZSt-1+0.218306Δ2KJFZZSt-2-0.044827Δ2NYXDHZSt-1

(4)

+0.276703Δ2NYXDHZSt-2-0.144069Δ2SHXQZSt-1-0.056770Δ2SHXQZSt-2+2.070418

從VAR(2)模型關(guān)系式(3)、(4)可知，城鎮(zhèn)化發(fā)展指數(shù)和產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)受自身滯后一階的正向作用比較顯著，產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)對城鎮(zhèn)化發(fā)展指數(shù)具有較長正向作用，而城鎮(zhèn)化發(fā)展指數(shù)在滯后二期對產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)呈現(xiàn)負向效應。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是協(xié)調(diào)推進新型工業(yè)化、新型城鎮(zhèn)化的必由之路，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整有一定推動作用。教育發(fā)展指數(shù)滯后一階對城鎮(zhèn)化發(fā)展指數(shù)和產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)的正向作用高達7.6%、1.6%，高于其他因素的影響，警示我們注重教育的發(fā)展?？萍歼M步滯后一階和二階對兩者都有比較強的正向作用。社會需求發(fā)展指數(shù)的滯后影響比較復雜。為更好地解釋VAR模型結(jié)果，本文將通過脈沖響應和方差分解做進一步的分析。

(五)脈沖響應分析

脈沖響應函數(shù)(impulse responses function)描述一個內(nèi)生變量對誤差沖擊的反應。具體地說，它描述的是在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后對內(nèi)生變量的當期值和未來值所帶來的影響[10]。VAR模型已通過ADF平穩(wěn)性檢驗，脈沖響應函數(shù)收斂，分析有意義。本文采用廣義脈沖響應分析法(generalized impulse responses)，避免排序不當導致的偏差，結(jié)果如圖2和圖3所示。

圖2中，實線表示脈沖響應函數(shù)曲線，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶曲線(下同)。由圖2可看出，對產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)一個單位標準差的正向沖擊，城鎮(zhèn)化指數(shù)出現(xiàn)負向效應，在滯后二期達到最小值21%，并在滯后三期出現(xiàn)正向效應，在滯后四期達到最大值35%，滯后處于小幅波動狀態(tài)。這表明產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的推進作用存在一定的滯后期，長期起到了集聚人口、提高收入、提高城鎮(zhèn)實力的作用。

圖2 城鎮(zhèn)化指數(shù)對產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)指數(shù)的脈沖響應

由圖3可看出，對城鎮(zhèn)化指數(shù)一個單位標準差的正向沖擊，產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)出現(xiàn)較強的正向效應，在滯后二期達到最大值220%，之后開始下降，在滯后四期出現(xiàn)負向效應，在滯后五期達到最小值130%，之后上下波動，在滯后九期趨于0。這表明產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化進程的推進左右比較顯著，前期產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況可能不再適應后期城鎮(zhèn)化發(fā)展的需要。

圖3 產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)對城鎮(zhèn)化指數(shù)的脈沖響應

(六)方差分解分析

方差分解(variance decomposition)分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量的變化的貢獻程度，通常利用相對方差貢獻率(relative variance contribution)來衡量。它度量了第j個變量基于正交化沖擊的方差對Yi的方差的相對貢獻率，反映了第j個變量對第i個變量的影響[10]。結(jié)果如表6、表7所示。

表6檢驗結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)對城鎮(zhèn)化指數(shù)的相對方差貢獻率在第十四期達到最大16.96%，最終穩(wěn)定在16.91%。同理，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化指數(shù)、教育發(fā)展指數(shù)、科技發(fā)展指數(shù)及社會需求指數(shù)對城鎮(zhèn)化指數(shù)的相對方差貢獻分別穩(wěn)定在7.8%、7.7%、11.4%和6.6%左右。

表7檢驗結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化指數(shù)對產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)的相對方差貢獻率在第十七期達到最大值13.117%，最終穩(wěn)定在13.1%左右。同理，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化指數(shù)、教育發(fā)展指數(shù)、科技發(fā)展指數(shù)及社會需求指數(shù)對產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)的相對方差貢獻分別穩(wěn)定在1.9%、5.68%、9.19%和2.73%左右。

由此可看出，城鎮(zhèn)化發(fā)展對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進作用、產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化發(fā)展的支持作用都十分顯著，產(chǎn)業(yè)發(fā)展更好地解決了城鎮(zhèn)化過程中“人”和“地”的問題，城鎮(zhèn)化的集聚效應能夠為產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供外部經(jīng)濟效益。

表6 城鎮(zhèn)化發(fā)展指數(shù)方差分解結(jié)果

表7 產(chǎn)業(yè)發(fā)展指數(shù)方差分解結(jié)果

五、總結(jié)

本文運用VAR及其他輔助模型對山東省進行實證分析，得出以下主要結(jié)論：第一，城鎮(zhèn)化發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在因果關(guān)系，且從長期來看具有較顯著均衡關(guān)系。第二，從VAR模型分析結(jié)果來看，城鎮(zhèn)化發(fā)展滯后一期對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響較大，而后者滯后一、二期對前者的影響相對比較弱。第三，從脈沖響應函數(shù)和方差分解結(jié)果來看，兩者變動對彼此的影響周期比較長、程度比較大，且變動軌跡有所不同。第四，縱觀其他因素對城鎮(zhèn)化發(fā)展和產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響可發(fā)現(xiàn)：教育和科技對二者影響的滯后期比較長，且起到“催化劑”的作用；農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與城鎮(zhèn)化是對立統(tǒng)一的關(guān)系，前者是后者得以發(fā)展的依托，后者則為前者提供技術(shù)與渠道支撐；社會需求引導產(chǎn)業(yè)發(fā)展，通過影響產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生刺激效應。

根據(jù)上述定量分析結(jié)果，借鑒新興工業(yè)化國家的經(jīng)驗和考察西方發(fā)達國家的發(fā)展歷程，本文對山東省城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)互動發(fā)展提出以下幾點政策建議：第一，建立整體協(xié)調(diào)機制，促進產(chǎn)城互動發(fā)展。充分發(fā)揮政府主動性，制定適宜的宏觀經(jīng)濟政策，以引導城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)的良性互動發(fā)展，突顯兩者的長期均衡關(guān)系。第二，推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，提高城鎮(zhèn)發(fā)展質(zhì)量。通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，增加就業(yè)崗位，提高城鎮(zhèn)居民生活水平。加大技術(shù)創(chuàng)新投入，提高產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出效率，重點扶持高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，改善城鎮(zhèn)生態(tài)環(huán)境。第三，建立支撐服務(wù)體系，實現(xiàn)產(chǎn)城資源集聚。逐步完善城鎮(zhèn)醫(yī)療、衛(wèi)生、教育及基礎(chǔ)設(shè)施等服務(wù)體系，優(yōu)化城鎮(zhèn)投資環(huán)境，發(fā)揮城鎮(zhèn)集聚效應，切實拓寬產(chǎn)業(yè)發(fā)展道路。第四，建立監(jiān)測評估體系，考核產(chǎn)城發(fā)展績效。通過構(gòu)建產(chǎn)城發(fā)展質(zhì)量評估指標體系，考核不同區(qū)域城鎮(zhèn)化發(fā)展績效，對區(qū)域先進發(fā)展模式進行推廣，對低績效區(qū)域予以鞭策和指導。

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