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[論文摘要]用中國西南地區1978—2006年反映城鎮化發展和產業結構升級的指標數據，利用現代計量經濟學的非平穩時間序列分析方法，定量探究中國西南地區城鎮化發展與產業結構升級之間的內在聯系。結果表明，中國西南地區城鎮化發展和產業結構升級之間存在一種長期關系，但其關系不是十分顯著；同時，城鎮化進程的加快有助于該地區產業結構升級，但是產業結構升級不能為城鎮化水平的提高提供支持。

[論文關鍵詞]城鎮化率；產業結構升級；西南地區；VEC模型；Granger因果關系

本文研究的中國西南地區是指按照行政規劃劃分的云南、貴州、四川、重慶、西藏三省一市一區，該地區地理位置偏遠，土地貧瘠，貧困人口多，經濟結構復雜，包括了正在形成和發展的成渝經濟圈、三峽庫區、川南資源聚集區以及廣大少數民族聚居地。隨著我國西部大開發的推進，西南地區城鎮化水平有了大幅提高，但與全國相比還有一定的差距。作為一個發展中國家，工業化和城鎮化始終是我國經濟發展的兩大主題。論文百事通西南地區城鎮化研究對于整個中國城鎮化的區域差異研究意義重大。

1867年西班牙工程師A．Serda在《城市化基本理論》一書中首先使用了Urbanization的概念。隨后，世界各國都開始廣泛關注這項經濟指標。代表人物有，德國經濟學家馮?杜能(VonThunen1826)的農業區位理論。德國經濟學家韋伯(We—berl909)的工業區位理論。法國佩魯(Perroux1955)認為“增長極”理論。該理論比較符合區域經濟不平衡發展的客觀實際，主要強調產業間的聯系，而忽略了對經濟增長的空間演化機制的分析。我國在這一領域的研究起步較晚。在我國，一般使用“城鎮化”來代替這一指標，蔡孝箴(1990)指出城市化道路的區域差別，不同地區的城市發展不平衡。不同地區的城市發展都應遵循“成本一效益”分析原則，由于各自的自然、社會、經濟條件和發展階段不同，發展的方針也有所區別。辜勝阻(1993)論述了中國城鎮化的區域差異及其區域發展模式，分析三大地帶、六大區域、30個省區的城鎮化差異，得出中國西部城鎮化的主要模式為自生型城鎮化、非農化模式。王嗣均(1996)等人直接提出區域城市化，并就中國城市化區域發展和省區城市化進程做了深入研究。周凱、劉輝鋒(2006)指出目前區域與城市的發展現狀表現出明顯的模塊系統特征。

盡管國內外學者對城鎮化與產業結構升級之間的關系做出了積極的探索，但是更多的只是從理論上研究二者之間的關系，并且角度比較宏觀。本論文在借鑒已有理論研究成果的基礎上，充分注重中國西南地區的區域特征，借助現代計量經濟學中的非平穩時間序列分析方法，對理論上的中國西南城鎮化與產業結構升級之間的關系進行驗證和定量描述。

一、城鎮化與產業結構升級的實證研究：方法、數據與檢驗

(一)分析方法與檢驗模型

本文采用現代計量經濟學中的非平穩時間序列分析方法。向量誤差修正模型(VectorErrorCorrec-tion，VEC)VAR模型是使用模型中的所有當期變量對所有變量的若干滯后變量進行回歸，是一種非結構化的多方程模型，用于預測相互聯系的時間序列系統及分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊，從而解釋各種經濟沖擊對經濟變量形成的影響。向量誤差修正(VEC)模型，是在非平穩數據具有協整關系的基礎上建立的，是對于VAR模型的修正。其模型一般形式為：

其中△表示變量的一階差分，ecmt一1是誤差修正項，反映變量之間的長期均衡關系，系數向量僅反映變量之間的均衡偏離長期均衡狀態時，將其調整到均衡狀態時的調整速度。所有作為解釋變量的差分項的系數反映各變量的短期波動對作為被解釋變量的短期變化的影響。本文在對城鎮化發展和產業結構升級的變量數據進行平穩性的單位根檢驗的基礎上，通過協整分析，建立向量誤差修正模型，從而考察兩者之間的關系。

(二)指標選取與數據來源

本文采取1978—2006年度數據，城鎮化率指標代表城鎮化發展水平，即城鎮人口與總人口的比值來表示，記為URt；以二三產業產值之和占GDP的比重來衡量產業結構狀況，記為INSt。這里對數據進行以下說明：1．西南地區數據是由西藏、云南、貴州、四川、重慶各省、市、自治區加總而來的，數據均來自各省市統計年鑒及作者的計算。2．由于受行政區劃的影響，川渝兩地的數據在1997年以前的直接采用四川省數據，1997年之后采取兩地數據的總量指標。3．云南、貴州兩省的城鎮人口統計口徑在2000年發生了變化，為了消除不規則要素的影響，揭示經濟發展中的客觀變化，將云南和貴州兩省2000年以后的數據采用移動平均的方法加以預測。

(三)單位根檢驗

將整理所得數據分別取對數，以期在消除異方差的同時不改變函數的單調性，記為LnURt，LnINSt。首先對變量的時間序列進行單位根檢驗。采用AIC和SC最小原則，加之Likelihood判斷，得出LnURt和LnINSt的最佳滯后期為3。利用Eviews5．0進行單位根(ADF)檢驗。

可以看出，變量LnURt和LnINSt的原始系列是非平穩的；ALnURt和ALnlNSt，ADF的絕對值值大于1％置信水平下臨界值的絕對值，表明在99％的置信水平下認為都不存在單位根，為一階單整。記為huRt～I(1)、LnINSt—I(1)。

(四)協整檢驗

通過跡(Trace)檢驗和最大特征根(MaximumEigenvalue)兩種檢驗方法對變量進行協整檢驗。

從檢驗結果中可以得出，在5％的顯著性水平下，滯后2期時存在一個協整向量，表明中國西南地區的城鎮化和產業結構升級之間存在某中長期穩定的關系。括號中的數值為T檢驗量，可以看出在5％的水平下，該方程通過檢驗。

(五)VEC模型建立

根據前文所述的向量誤差修正模型構建本文的VEC模型：

上面估計的VEC(2)模型，方程(3)和方程(4)下面括號中的數值依次為各系數的t統計量檢驗值。顯然，上述兩方程中所估計的系數大部分在統計上達到顯著。同時方程不存在異方差和自相關，殘差序列具有平穩性且J—B檢驗(P=0．40)表明在5％的顯著水平上，回歸殘差序列均滿足正態性，方程整體擬合度較高，且模型通過平穩性檢驗。同時VEC模型AIC和SC的值分別為-7．13和-6．45，滿足模型有效性的要求，模型整體解釋力較強。

(六)Granger因果關系檢驗

我們采用格蘭杰因果檢驗方法檢驗各變量之間的因果關系，檢驗結果如表3(滯后期為2期)。

從因果檢驗關系來看，在中國西南地區，產業結構升級不是城鎮化率提高的原因，城鎮化提高時產業結構升級的原因，二者之間存在單向因果關系。這里有必要結合中國西南地區的具體情況做進一步的原因闡釋。

二、相關結論與政策建議

通過上文的分析，可以得到以下結論：城鎮化率和產業結構升級的指標都是非平穩的，但它們的一階差分序列都是平穩的。這說明了雖然它們自身的短期規律難以把握，但它們相互之間有可能存在長期均衡的關系。中國西南地區城鎮化進程的加快有助于該地區產業結構升級，但是產業結構升級不能為城鎮化水平的提高提供支持。究其原因，首先，中國西部的城鎮化模式是一種自生型、非農化模式3，特點表現為城鎮農村城鎮化水平低，且其工業化水平低，城鎮化和工業化主要靠城市的輻射和擴散。西南地區整體經濟輻射實力不是很強，導致城市的輻射和擴散作用有限。第二，中國產業結構升級主要依賴資本的投入。在中國西南地區，科技水平相對低下，在實行西部大開發的戰略中，中國加大西部支持力度，才使該區域快速發展。而這種資金的支持，并沒有真正的提高生產技術水平，對產業升級作用有限。第三，中國西南地區城鎮化更多受政策因素制約，像三峽庫區的某些縣市，基本上沒有相關產業的支持，這種城鄉建制的改變來推進的城鎮化建設沒有發揮產業結構升級的作用。

基于以上分析，本文提出如下建議：(1)政府在城鎮規劃過程中，要科學規劃合理布局，城鎮規劃和產業發展相聯系，首先考慮建設具有一定規模效應和集聚效應的縣城和縣域中心鎮，逐步形成“中小城市——中心鎮——集鎮”體系，從而有力承接產業的轉移，充分發揮產業結構升級對于城鎮化的作用，促進區域的和諧發展。(2)加強西部地區的內陸型開放，積極引進先進的技術、設備和人才，提高勞動生產率，經濟增長由粗放型改變為集約型，從而發揮產業升級帶動城鎮化發展的效應。(3)加強成渝經濟圈、昆明、貴陽大城市的建設，充分發揮城市經濟圈對產業的帶動效應；同時，注重對于諸如攀枝花鋼鐵基地等產業帶的建設，加強基礎設施建設，促進產業結構升級，從而帶動西南地區城鎮化建設。