廣西新型城鎮化與產業結構升級聯動的經濟增長效應研究

馮佳樂,寧常郁,寧曉春

(1.南寧師范大學 地理科學與規劃學院,廣西 南寧 530100;2.廣西社會科學院,廣西 南寧 530022)

0 引 言

“新型城鎮化”是21世紀中國經濟轉型發展過程中,區別于舊城鎮化的新發展模式,是我國實現社會主義現代化的必由之路。當下隨著我國經濟發展形式由“效率”優先轉向“質量”優先,經濟集約化勢必成為未來經濟持續健康發展的強力引擎。通過動態調整產業結構可以引導人口、市場、經濟、技術等要素在國民經濟各行業的高效集聚流動,實現資源最優配置使經濟效益最大化,為新型城鎮化發展提供內在驅動力,而新型城鎮化作為經濟發展的重要載體,是加快產業結構轉型升級的重要抓手。因此,積極促進新型城鎮化與產業結構升級聯動,能更好地保障人的發展需求,有利于實現經濟增長、產城互動協調發展的目標。

二者作為人類經濟社會發展過程中的兩個方面[1],協調新型城鎮化發展,引導產業結構轉型升級,一直是學術研究的熱點問題,新型城鎮化與產業結構升級二者之間存在互動關系。藍慶新(2013)通過空間計量模型,對我國新型城鎮化和產業結構升級存在的空間溢出效應進行分析,得出新型城鎮化對產業結構升級具有明顯的推動作用,有助于實現產業發展層次的躍遷[2]。涂建軍[3]運用PVAR模型分析產業結構轉型對新型城鎮化的關聯效應,得出不同地區產業結構升級狀況對新型城鎮化的推動作用各異。程廣斌[4]加入時間變量得出產業結構升級短時期內會對新型城鎮化起到一定阻礙,但長遠來看其對新型城鎮化的促進作用顯著,兩者聯動發展將有效提升地區經濟增長質量。Wang[5]基于向量自回歸估計法探討了中國新型城鎮化與產業結構升級的運行機制,得出了二者在本質上互為因果關系的結論,但二者間的互促程度存在差異。新型城鎮化與產業結構升級二者存在的協同關系。唐世芳[6]利用主成分分析法測度了廣西產城融合的水平,認為城鎮化與產業結構發展之間存在互促效應,產城融合程度將對經濟增長效率具有顯著影響。程廣斌[4]補充發現產城聯動發展同樣能有效提升經濟增長質量。潘星辰[7]通過耦合協調模型測度新型城鎮化與產業結構優化之間協調發展水平,并實證出二者耦合協調對不同區域經濟發展的影響存在顯著空間異質性。

綜上所述,學者們對于新型城鎮化與產業結構升級存在關聯性基本已形成共識,但諸多研究仍集中在二者相互作用或協同關系,且研究視角多集中于全國或者經濟增速較高的東部城市群,較少有關注西部地區。廣西作為沿邊的少數民族自治區,是一個欠發達的后發展地區,經濟總量偏小,創新能力不足,產業結構不優,城鎮化發展缺乏有效的動力支撐。因此,以廣西為研究區域,利用2010—2020年面板數據對廣西的新型城鎮化和產業結構升級的綜合發展程度分別測度,求解二者間的耦合協調程度,再進一步通過面板回歸模型研究二者協調發展的經濟增長效應,探索契合廣西實際的對策建議,為相關部門深入推進廣西新型城鎮化戰略和產業結構優化升級提供決策參考。

1 理論分析

城鎮和產業之間存在著天然的互動關系,城鎮在客觀上要求產業不斷地優化升級,產業也是推動城鎮持續發展的動力引擎,這種觀點早已被諸多學術界的研究成果所論證。

新型城鎮化建設的一個重要方面在于人口城鎮化,由于農村農業現代化的大幅度提升,使原先從事傳統農業的勞動力出現剩余,農村與城鎮間產生的推拉作用使大量農業轉移人口在城鎮聚集,加強勞動力在各部門間的動態流動,對產業結構升級帶來影響。城鎮的虹吸效應引發大量資本投資循環,為推動產業結構升級提供資金保障。資本加速金融市場建立,資本供給量隨之增加,從而改變原有產業構成,對產業結構升級提供動力,另外,進出口貿易也為產業的結構演進提供外在驅動[8],這些外生動力又會刺激居民消費,消費將反哺進而影響到產業的規模、數量和質量。同時,公共服務設施作為產業運轉的物質基礎,城鎮公共基礎設施、環境衛生設施、產業培育設施等為企業生產活動提供保障。地方政府出臺相關政策宏觀調控,有助于建立公平競爭的市場環境,使生產要素在流動與配置過程中擁有保障,助推產業集聚升級。以上均為新型城鎮化助力產業結構從低層次向高層次演進的現實路徑。

完善的產業網可培養或吸收大量的尖端人才,人才集聚可促使產業結構層次需求和技術水平拔高,增強產業自主創新能力,助力新型城鎮化持續推進。勞動力與產業之間的合理適配,使就業結構與產值結構趨向合理,這將為居民消費能力和消費檔次提高提供堅實基礎。在需求市場的助推下,更多高科技產品、高檔消費品進入市場,消費結構的升級倒逼產品的升級,增強新型城鎮化發展的內生動力。另外,對外開放所帶來的技術、資金、能源等“溢出效應”和“競爭效應”可刺激本土企業進步,為建設城鎮化提供外在支持。產業結構優化將加速城鎮基礎設施、公共服務以及生活環境等城鎮基本功能的再升級,進而吸收更多外界先進要素,為城鎮的全面發展創造條件,推動城鎮向數字化、智能化等高質量方向發展。政府建立起公平的市場機制,吸引更多的高級產業集聚有利于企業間形成技術與知識的外溢效應,提升新型城鎮化的競爭力。

進一步深入分析文獻可知,城鎮化通常會通過勞動力集聚、金融資本投資、對外開放和政府政策干預等因素對地區經濟增長施加影響,從而實現經濟增長效率提升,促進地區經濟高質量發展。另一方面,產業優化升級也對經濟增長具有明顯促進作用,一般通過人力資本投資、技術進步、提升消費水平等因素對地區經濟增長施加影響?；诖?新型城鎮化與產業結構升級作為經濟社會發展的兩個重要方面,客觀上是存在相互影響的作用,且二者也分別對經濟增長呈顯著正相關性,此外,新型城鎮化和產業結構升級融合發展,可相互依賴形成一個統一的有機整體,共同助力經濟發展。

2 新型城鎮化與產業結構升級耦合系統構建與定量分析

2.1 新型城鎮化與產業結構升級的綜合指數測算

2.1.1 指標選取及數據來源

新型城鎮化的目標是經濟、社會、發展、環境全面轉變的城鄉一體化的發展,強調以人為本,在此基礎上結合相關研究[9-11],選取人口城鎮化、經濟城鎮化、社會城鎮化、城鄉統籌、綠色城鎮化五個視角綜合評估新型城鎮化水平,運用SPSS 軟件對指標進行多重共線性分析,通過對指標的篩選與重組,最終得到5個準則層、18個基本指標。在產業結構升級方面,分別從產業結構合理化[12]、產業結構高級化進行評價[13]。評價指標見表1。

表1 新型城鎮化和產業結構升級的評價指標

以廣西壯族自治區14個地級市為觀測目標,整理出2010—2020年廣西面板數據,數據來源于《中國城市統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《廣西統計年鑒》“廣西壯族自治區各地市的國民經濟統計公報”“政府工作報告”等,部分缺失數據由插值補齊。

2.1.2 評價方法

對多個指標進行綜合評估時,各指標權重的錯配或將導致評估出現偏誤現象,因此權重的合理性、準確性會直接影響結論的科學性,為減少人為主觀因素的干擾,使用更為客觀的熵值法。

(1)數據標準化處理:

(2)計算第j項指標下第i個城市占該指標的比重:

m為指標個數。

(3)計算第j項指標的熵值:

n為城市樣本個數。

(4)計算第j項指標的變異系數:

Dj=1-Ej

(5)計算第j項指標的權重:

(6)計算i城市的綜合得分:

2.2 耦合協調度模型構建

耦合協調度模型為:

模型中,U1為新型城鎮化發展指數,U2為產業結構升級指數,C是耦合度,C值越高則表明兩者的相互作用的程度越強。

D為耦合協調度,T為協調指數,α和β為新型城鎮化與產業結構升級的權重,D值越大,證明兩子系統間協調狀況越好。由于從理論層面已經證實了U1和U2間具有較強的互動關系,因此設置α=β=0.5。耦合協調度的判別標準及類別參見表2[14]。

表2 耦合協調度的判別標準及類別

2.3 結果分析

2.3.1 新型城鎮化與產業結構升級的綜合發展指數分析

依據2010—2020年廣西新型城鎮化發展指數與產業結構升級指數測度結果(如圖1)。

圖1 廣西新型城鎮化水平與產業結構升級水平測度

從時間維度觀測,2010年廣西新型城鎮化發展指數得分0.273,2020年上升到0.642,漲幅為0.369,表明廣西新型城鎮化發展水平整體呈現上升趨勢。從速度維度觀測,廣西新型城鎮化發展水平在這11年間增速較快,說明這期間廣西在踐行新型城鎮化政策過程中堅持突出社會整體質量的提高和區域的可持續發展。2010年廣西產業結構升級指數得分0.451,2020年則上升到0.528,上升幅度為0.077,年均增長0.007。發展趨勢上廣西產業結構升級推進過程存在波動性,表明廣西2010—2020年期間產業結構升級路徑是“螺旋式上升,蜿蜒式前進”的發展模式,產業結構的合理化與高級化沒有達到動態均衡發展,也能側面看出廣西產業結構內部存在一定失衡。

比較二者間的相互關系,廣西新型城鎮化發展水平在2010—2015年前是滯后于產業結構升級水平,但在2015年后新型城鎮化發展水平出現反超產業結構升級水平。由此可以推斷,廣西新型城鎮化發展在不斷推進,具體可能體現在有效轉化大量農村轉移人口,完善相應的社會服務,加強城鄉一體化統籌,進而顯著提升了人民的生活水平。反觀產業結構升級速度較慢,現有的產業結構已然難以滿足人民高質量生活的內在要求。

2.3.2 新型城鎮化與產業結構升級的耦合協調度分析

依據2010-2020年新型城鎮化水平與產業結構升級水平測度結果,如圖2所示。利用耦合協調度模型得到表3結果。

圖2 廣西新型城鎮化水平和產業結構升級耦合協調度

表3 2010—2020年廣西耦合協調度測算結果

就廣西整體而言,新型城鎮化與產業結構升級間的耦合度浮動不明顯,可以看出兩者間產生相互作用的程度較為固定,但二者間的耦合協調狀況發展態勢明顯,由2010年的0.413上漲至2020年的0.535。按照判定標準(表2),從演化趨勢上觀測,兩者的協調發展過程經歷了瀕臨失調期、勉強協調期兩個階段。廣西新型城鎮化與產業結構升級的耦合協調度在2017年脫離失調期轉向協調期,盡管目前二者耦合協調水平較低,但增長幅度明顯,表明廣西在此期間新型城鎮化與產業結構升級兩大子系統雖處于不合理狀態,但總體協調水平仍然在不斷提升。耦合協調度不斷提升,也證實了廣西新型城鎮化與產業結構升級兩大子系統已經在向良性方向發展。然而,廣西各地市新型城鎮化與產業結構升級的耦合協調度水平存在巨大差異,其中,2020年耦合協調度最高的柳州(0.637)比最低的河池(0.455)高0.182,體現出廣西地市間的發展不均衡性。按照耦合協調度判定標準劃分:南寧、柳州屬于初級協調期;北海、玉林、桂林、梧州、防城港、欽州、百色、來賓、崇左、貴港均屬于勉強協調期;賀州、河池屬于瀕臨失調期。南寧、柳州耦合協調水平相對較高的原因可能是得益于該兩座城市作為廣西經濟發展的重點,必然集聚各類資源要素推進新型城鎮化與產業結構的建設,城市內的“產”“城”系統本身擁有高的比較優勢。賀州耦合協調水平相對較低的原因可能是自身經濟本底較弱,并且賀州屬于兩廣與湖南交界處,受地理位置的影響,處于經濟發展的邊緣地區,受發達城市的經濟溢出效應較弱。河池是少數民族集聚山區,地區發展偏弱,經濟意識不強且勞動生產率較低,很大程度限制著地區發展,拉大與其他城市間的差距。除此以外的其他城市均處于耦合勉強協調期,說明了廣西新型城鎮化與產業結構升級存在嚴重的差異性,同時也存在很大的上升空間。因此各地市新型城鎮化與產業結構升級的均衡性有必要進一步提高,以此實現兩者的優質協調發展。

3 新型城鎮化與產業結構升級耦合協調的經濟效應實證分析

為了進一步分析新型城鎮化與產業結構升級兩個子系統交互所帶來的影響,本研究基于兩者間的耦合協調度與廣西經濟增長存在的關系進行深入討論。

3.1 變量選取及模型構建

3.1.1 變量選取

被解釋變量(lnpgdp):經濟增長是指在一定時間范疇,某地區產出或收入水平持續增加。以人均生產總值取對數作為衡量經濟發展水平的變量夠反映經濟“增長效應”。

核心解釋變量(cd):新型城鎮化和產業結構升級的耦合協調度,用以反映產業與城鎮間的互動狀況。

控制變量:參考相關文獻[15],設置政府干預(gov)、科學投入(tech)、對外開放水平(open)、資本投入(invest)、金融發展(finance)、人力資本水平(labor)、消費水平(cost),見表4。

表4 解釋變量的描述性分析

3.1.2 模型構建

為能夠使模型估計結果與現實情況更加真實有效,設立面板回歸方程如下:

lnpgdp=α0+α1cdit+α2govit+α3techit+α4openit+α5investit+α6financeit+α7laborit+
α8costit+γi+λt+εit

其中,i指各地級市,t指年份,α0是常數項,γi指個體效應,λt指時間效應,εit指誤差項,α1～α7分別是核心解釋變量和控制變量的系數,gov、tech、open、invest、finance、labor、cost為控制變量。

3.2 實證分析

3.2.1 單位根檢驗

由于數據可能不存在直接關聯性卻表現出共同的演化趨勢,但沒有實際意義。為避免模型出現偽回歸,需對各變量進行單位根檢驗。本研究采用LLC檢驗變量,結果見表5。模型中變量除finance未通過LLC檢驗,其余變量均通過LLC檢驗。因此使用IPS檢驗、HT檢驗對finance再次進行單位根檢驗,IPS檢驗和HT檢驗均顯著拒絕原假設,因此可以得出所有變量均是平穩序列。

表5 LLC檢驗變量結果

3.2.2 面板回歸估計

面板回歸估計結果見表6。

表6 面板回歸估計結果

模型(1)僅加入核心解釋變量,模型(2)加入核心解釋變量與控制變量,模型(3)加入隨機效應,模型(4)加入個體固定效應,模型(5)控制了時間和個體雙固定效應。結論均顯示耦合協調度(cd)對經濟增長效應的影響顯著為正。經F檢驗與豪斯曼檢驗,得出模型(5)為最優選擇。實驗證實新型城鎮化與產業結構升級的協調發展可以顯著促進經濟增長,說明當兩子系統耦合協調發展水平提升,新型城鎮化與產業結構升級不僅能實現自我提升,也能在二者的互促效應下得到提升,以此發揮各自領域對經濟發展的推動作用;也可以通過不斷深化聯動完成二者的良性耦合共同作用于經濟增長。兩者間的耦合協調,不僅加速新型城鎮化推進與產業結構實現優化,同時兩大系統在動態調整過程中會實現效率提升、資源集約節約、技術創新、發展模式創新等由低級發展階段向高級發展階段的躍遷,最終在推動新型城鎮化與產業結構發展的同時提升經濟增長,形成有效閉環。

控制變量方面,政府干預的回歸系數則顯著為負,可能是因為政府過多地干預會出現資源供給給利用效率低下,擠占私人投資,抑制市場活力,使企業創新能力不足,最終使得資源配置效率變低,不利于經濟增長。資本投入的回歸系數則顯著為負,可能是因為廣西經濟體量達到了一定閾值,投資趨同難以解決供需結構不匹配問題,況且隨著居民收入水平的不斷提升,供需矛盾從“總量”不足逐漸轉變為“質量”不足的結構錯配,導致資本投入不再促進地區經濟增長。人力資本顯著促進經濟增長,證實了受教育水平越高越能夠對經濟發展起到促進作用,原因是由于當人力資本存量大幅提升,會提高勞動生產率。并且較高的人力資本水平能夠幫助政府、企業提高管理、生產等環節決策正確性,增強競爭力以助力經濟健康持續發展。金融發展系數顯著為負,可能是因為廣西融資來源過度依賴貸款渠道,一定程度透支了經濟增長的潛力,金融體系存在結構性問題。居民消費系數顯著為負,可能是當前廣西有效供給不足導致廣西居民消費長期增長疲軟,居民消費水平程度越高,對供給能力要求也就越高,故而越容易造成有效供給不足,導致經濟增長乏力。另外,對外開放水平、科學投入結果不顯著。

依照以往文獻理論,政府調控、科學投入、對外開放、資本投入、金融發展、人力資本、消費水平均是影響經濟發展的關鍵要素,但在本實驗中并未表現出對經濟增長的顯著促進效果。也可能是當全部控制變量共同作用于被解釋變量的時候,由于各控制變量在某一時間的發展水平不同,相互之間的滯后性使其無法發揮協同作用,或者是促進與抑制作用相互抵消,這些導致了相關控制變量與被解釋變量之間沒有出現應該有的顯著關系。鑒于這些并非本文研究重點,此處不再贅述。

3.2.3 穩健性檢驗

上述實證指出新型城鎮化與產業結構升級的耦合協調程度對經濟增長起顯著正向影響。為增強研究結論的可靠性,通過替換因變量(替換為地區生產總值GDP)進行穩健性檢驗,地區生產總值指標已通過平穩性檢驗?；貧w結果見表7。從表7看,耦合協調度對經濟增長的作用依舊為正向,證實了上文結論的科學性。

表7 替換變量后面板回歸估計結果

4 結論與建議

4.1 結 論

對廣西2010-2020年的面板數據,用熵值法分別測算出廣西新型城鎮化發展指數與產業結構升級指數,并對二者間的耦合協調程度與廣西經濟增長存在的關系進行探究,主要結論:

(1)廣西新型城鎮化發展水平在2010-2020間呈現穩定上升態勢,產業結構同樣得到顯著的優化升級,但在發展趨勢上廣西產業結構升級推進過程存在波動性。

(2)廣西2010-2020年新型城鎮化與產業結構升級的耦合協調發展態勢呈上升態勢,盡管目前兩大子系統的耦合僅處于勉強協調階段,但總體在不斷向良性方向發展。此外,廣西各地市新型城鎮化與產業結構升級的耦合協調度水平存在巨大差異,體現出廣西地市間的發展不均衡性。

(3)新型城鎮化與產業結構升級的交互能進一步促進地區經濟增長。

4.2 建 議

(1)加快新型城鎮化建設步伐,為產業結構升級提供載體。廣西應繼續貫徹執行黨中央確立的新型城鎮化戰略,推行以“人為核心”的新型城鎮化建設,各地市可逐步放寬落戶限制,完善構建城鎮體系結構。另外,對未落戶的常住人口予以同等水平的基本公共服務,并拓寬靈活就業渠道,加強對失業人群的職業技能培訓,助力他們融入城市。

(2)合理優化產業結構,助力經濟高質量發展。應綜合考慮不同地市的發展階段、人口規模和主體功能定位,因地制宜發展特色產業,例如南寧應重點關注第三產業再升級,抓住互聯網信息革命的機遇,提升產業創新能力,發展潛在的戰略性新興產業發展,推動產業向智能化高端化服務化邁進。崇左、欽州應加強農業現代化,追加現代化農用機械的投入,推行農業規?；?、智能化、信息化生產經營模式,使農業生產提質增效。柳州、梧州等傳統工業城市加快工業結構內部轉型升級,加緊推動戰略性新興產業布局,促進新舊產業動能承接。其他城市則可以拓展新興服務業與制造業等行業,或結合自身經濟基礎與地域優勢發展特色產業,促進產業結構進行升級,助推新型城鎮化發展。

(3)廣西新型城鎮化建設與產業結構升級交互能顯著促進地區經濟增長,但若二者發展步伐不一致,滯后性可能會導致一些互促效應不顯著,甚至出現抑制作用。因此廣西各地市需要加強區際間合作、系統開放、協同分工,自治區政府應充分考慮不同地區經濟發展水平、資源稟賦和產業結構的差異,利用地區比較優勢實現差異化的一體化發展,努力發揮兩個系統間“1+1>2”的乘數作用,最終達成經濟高質量增長的目的。