任燕

［摘要］山東省正處于城鎮(zhèn)化水平迅速提高和產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化升級的關鍵階段，采用1978—2012 年的時間序列數(shù)據(jù)，探討山東省城鎮(zhèn)化水平及產(chǎn)業(yè)結(jié)構演變的關系。通過建立協(xié)整模型和誤差修正模型，從實證角度研究山東省城鎮(zhèn)化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動之間的相關性及因果關系。結(jié)果顯示，山東省城鎮(zhèn)化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級之間存在長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關系和單項因果關系。

［關鍵詞］城鎮(zhèn)化；產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級；協(xié)整分析；誤差修正模型

［中圖分類號］F291［文獻標識碼］A［文章編號］1671-8372（2014）02-0018-06

An empirical study on the relationship between urbanization level and industrial structure of Shandong province

REN Yan

（College of Economics and Management, Qingdao University of Science and Technology, Qingdao 266061, China）

Abstract：Shandong province is in the key stage on which its urbanization is improving quickly and its industrial structure optimizing and upgrading. We explore the relationship between the urbanization level and industrial structure evolution of Shandong province using time series data from 1978 to 2012. We build the cointegration model and error correction model to study the dependency and the causality between the changes of urbanization level and industrial structure of Shandong province. The result shows that there is a long-term stable and dynamic equilibrium relationship and single causal relationship between the urbanization and industrial structure of Shandong province.

Key words：urbanization; industrial structure upgrading; cointegration analysis; error correction model

城鎮(zhèn)化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級的一個結(jié)果，反過來，其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化也有重要影響。國內(nèi)外學者從理論層面研究了城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化的互動關系。國外學者庫茲涅茨指出，產(chǎn)業(yè)的不同屬性是產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動對城鎮(zhèn)化形成影響的原因［1］。錢納里在考察工業(yè)化發(fā)展進程時，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率與工業(yè)和服務業(yè)中的勞動力份額在變動上相似，指出工業(yè)化過程會帶來城鎮(zhèn)化現(xiàn)象［2］。之后，Krugman［3］、Porter［4］、Raco［5］、Kondo［6］分別從交易費用、空間經(jīng)濟、要素流動、不完全競爭等角度進行研究，認為規(guī)模經(jīng)濟決定經(jīng)濟主體必然選擇在某一區(qū)位進行大規(guī)模生產(chǎn)，從而使經(jīng)濟呈現(xiàn)出聚集格局。Lucas、Black強調(diào)人力資本在城市中聚集形成［7-8］。Murata認為城市中的工業(yè)和服務業(yè)加速了城鎮(zhèn)化的發(fā)展［9］。國內(nèi)學者陳頤認為，工業(yè)發(fā)展需要集中，工業(yè)集中形成城市，因此工業(yè)化必然導致城鎮(zhèn)化。中國社會科學院“工業(yè)化與城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展研究”課題組認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動首先作用于就業(yè)結(jié)構，然后影響到城鎮(zhèn)化水平［10］。曾芬飪指出城鎮(zhèn)化會優(yōu)化第一產(chǎn)業(yè)，提升第二產(chǎn)業(yè)，帶動第三產(chǎn)業(yè)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構的合理調(diào)整同樣會對城鎮(zhèn)化的發(fā)展起積極作用。李培樣和王利明認為就業(yè)結(jié)構與產(chǎn)業(yè)結(jié)構是城鎮(zhèn)化的動因，城鎮(zhèn)化則通過投資形成、投資導向和產(chǎn)業(yè)整合作用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構。魏娟、李敏通過對江蘇省的實證研究認為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級與城鎮(zhèn)化之間存在長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關系和單項因果關系，就業(yè)結(jié)構對城鎮(zhèn)化進程的促進作用更大［11］。李卉群認為，城鎮(zhèn)化進程與服務產(chǎn)業(yè)高度正相關，短期內(nèi)城鎮(zhèn)化能推動服務產(chǎn)業(yè)的發(fā)展［12］。山東省正處于城鎮(zhèn)化水平迅速提高及產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級的階段，城鎮(zhèn)化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構的關系是一個值得研究的問題。

一、山東省城鎮(zhèn)化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構的現(xiàn)狀

本文對山東省城鎮(zhèn)化水平的測度方法是非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎亍D1顯示了山東省目前的城鎮(zhèn)化水平。根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的山東省城鎮(zhèn)化率權威數(shù)據(jù)判斷，山東省城鎮(zhèn)化水平基本與中國城鎮(zhèn)化水平持平，遠高于山東省所統(tǒng)計的非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎?。山東省雖然地處經(jīng)濟發(fā)達的東部，但城鎮(zhèn)化水平遠遠落后于東部地區(qū)的平均水平。2012年山東省城鎮(zhèn)化率為52.43%，列全國第14名；人均GDP為51768元，列全國第10名。

圖11978—2012年山東省城鎮(zhèn)化水平及與中國和東部地區(qū)的對比

注：東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等10個省市。

數(shù)據(jù)來源：圖１—圖４數(shù)據(jù)均來源于中國及山東省1978—2012年統(tǒng)計年鑒

圖2顯示了山東省城鎮(zhèn)化水平及產(chǎn)業(yè)結(jié)構現(xiàn)狀。山東省城鎮(zhèn)化率由1978年的12.46%上升到2012年的52.43%，同時，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重由1978年的33.3%下降到2012年的8.6%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構逐步由以第一產(chǎn)業(yè)為主轉(zhuǎn)變?yōu)橐缘诙a(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)為主。

圖21978—2012年山東省城鎮(zhèn)化水平及三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（%）

第二和第三產(chǎn)業(yè)代表著產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整的方向，因此再對山東省和中國的相關數(shù)據(jù)進行對比。如圖3所示，山東省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重明顯高于中國平均水平，而第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重則滯后于中國平均水平。

圖31978—2012年山東省第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重

及與中國的對比（%）

城鎮(zhèn)化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構在很大程度上是通過就業(yè)結(jié)構發(fā)生互動關系的。如圖4所示，1978—2012年山東省城鎮(zhèn)化率、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)（第二與第三產(chǎn)業(yè)）產(chǎn)值比重、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重，三者保持了較為平穩(wěn)的上升趨勢，但城鎮(zhèn)化率更接近于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重，而距離非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重則有一定的差距。山東省非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重較高，呈上升趨勢，2000年后比重超過90%，但就業(yè)吸納能力不強，最高也剛剛超過60%。說明非農(nóng)產(chǎn)業(yè)對人口向城鎮(zhèn)集中的消化能力不夠，導致產(chǎn)業(yè)結(jié)構對城鎮(zhèn)化帶動作用不大。

圖41978—2012年山東省城鎮(zhèn)化率和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重的對照圖

二、山東省城鎮(zhèn)化水平與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的實證分析

1．模型變量選擇

本文采用1978年以來的山東省第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)占國民生產(chǎn)總值的比重（分別記為IND1、IND2和IND3）來體現(xiàn)山東省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構。山東省的城鎮(zhèn)化率（記為UR）從數(shù)據(jù)的可得性和統(tǒng)一性出發(fā)。2000年之前統(tǒng)計數(shù)據(jù)不可得，可使用中國城鎮(zhèn)化率代替（因為由已知數(shù)據(jù)可知山東省城鎮(zhèn)化率和中國城鎮(zhèn)化率基本相等），以保證能在更長的時間序列基礎上計量分析。為消除可能存在的異方差影響和數(shù)據(jù)的劇烈波動，所選擇的變量均取自然對數(shù)，分別記為 lnUR、lnIND1、lnIND2、lnIND3，相應的一階差分記為ΔlnUR、ΔlnIND1、ΔlnIND2、ΔlnIND3。為了定量研究山東省城鎮(zhèn)化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構的關系，采用協(xié)整分析的方法，首先對時間序列變量進行平穩(wěn)性檢驗，然后對時間序列進行協(xié)整檢驗，建立誤差修正模型并進行脈沖響應函數(shù)檢驗，最后對變量作 Granger 因果關系檢驗［13］。

2．平穩(wěn)性檢驗

為避免偽回歸現(xiàn)象，模型首先對時間序列變量—山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構產(chǎn)值比重進行單位根的穩(wěn)定性檢驗。采用 ADF 檢驗方法，使用 Eviews5.0 軟件對各變量的原序列與一階差分的平穩(wěn)性進行檢驗，結(jié)果見表１。

表1山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重單位根的ADF檢驗結(jié)果（1978—2012年）

變量 ADF值 檢驗形式

(C，T，L) 顯著水平下的檢驗結(jié)果

1% 5% 10%

LnIND1 -3.328956 (C，T，1) 不平穩(wěn)(-4.262735) 不平穩(wěn)(-3.552973) 平穩(wěn)

(-3.209642)

△LnIND1 -3.938311 (C，0，1) 平穩(wěn)

(-3.653730) 平穩(wěn)(-2.957110) 平穩(wěn)

(-2.617434)

LnIND2 -2.650695 (C，T，1) 不平穩(wěn)(-4.284580) 不平穩(wěn)(-3.562882) 不平穩(wěn)(-3.215267)

△LnIND2 -3.770246 (0，0，2) 平穩(wěn)

(-2.639210) 平穩(wěn)(-1.951687) 平穩(wěn)

(-1.610579)

LnIND3 ?1.963150 (0，0，1) 不平穩(wěn)(-2.636901) 不平穩(wěn)(-1.951332) 不平穩(wěn)(-1.610747)

△LnIND3 -4.706844 (C，T，0) 平穩(wěn)(-4.262735) 平穩(wěn)(-3.552973) 平穩(wěn)

(-3.209642)

LnUR -3.479993 (C，T，4) 不平穩(wěn)(-4.296729) 不平穩(wěn)(-3.568379) 平穩(wěn)

(-3.218382)

△LnUR -3.685629 (C，0，0) 平穩(wěn)

(-3.646342) 平穩(wěn)(-2.954021) 平穩(wěn)

(-2.615817)

說明：檢驗形式中的C、T和L分別表示截距、趨勢項和滯后階數(shù)。最優(yōu)滯后期根據(jù)SIC準則確定

表1的檢驗結(jié)果表明，當置信水平為5%時，山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重是不平穩(wěn)的，故不能簡單做回歸。但山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重均為一階單整，根據(jù)協(xié)整理論，山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重之間可能存在長期穩(wěn)定的比例關系。

3．協(xié)整檢驗

為避免偽回歸現(xiàn)象，對相關變量進行Johansen檢驗，判斷其是否存在協(xié)整關系，并進一步確定相關變量之間的符號關系，結(jié)果見表2。根據(jù)AIC最小準則，最優(yōu)滯后期為滯后2期。Johansen協(xié)整檢驗的原假設是變量間不存在長期均衡關系，第一行概率為0.0000，表明拒絕兩個變量不存在協(xié)整關系的原假設；第二行概率為0.0042，表明拒絕兩個變量最多存在一個協(xié)積變量的原假設；第三行概率為0.1777，表明接受兩個變量之間最多存在兩個協(xié)積變量的原假設。Johansen協(xié)整檢驗的結(jié)果表明，在5%的顯著性水平上，模型不存在謬誤回歸，山東省城鎮(zhèn)化水平和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重各變量之間存在長期均衡關系，可以建立誤差修正模型。

4．誤差修正模型

根據(jù)協(xié)整理論，變量之間存在協(xié)整關系時，各變量間的長期均衡及短期波動關系可以用誤差修正模型描述。協(xié)整關系反映變量間的長期均衡關系，短期動態(tài)模型則反映短期偏離長期均衡的修正機制。建立山東省城鎮(zhèn)化水平與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重之間的誤差修正模型，系數(shù)估計和檢驗結(jié)果見表3。根據(jù)AIC最小準則，最優(yōu)滯后期為滯后2期。由于存在2個協(xié)積變量，對誤差修正模型系數(shù)的經(jīng)濟意義的解釋較為復雜，因此直接用脈沖響應函數(shù)來說明相關變量之間的關系。

表2山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果（1978—2012年）

協(xié)整關系假設 跡檢驗特征值 臨界值(0.05顯著性水平) 概率值** 協(xié)整關系假設

None * ?0.696283 ?76.40003 ?47.85613 ?0.0000

At most 1 * ?0.565541 ?38.26696 ?29.79707 ?0.0042

At most 2 ?0.303359 ?11.59001 ?15.49471 ?0.1777

At most 3 ?0.000703 ?0.022495 ?3.841466 ?0.8807

說明：*表明在0.05的顯著水平上至少有兩個協(xié)整關系，**MacKinnon-Haug-Michelis（1999）概率值

表3山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的VECM模型

（1978—2012年）

協(xié)整方程 協(xié)整方程1 協(xié)整方程2

LnUR(-1) ?1.000000 ?0.000000

LnIND1(-1) ?0.000000 ?1.000000

LnIND2(-1) -3.89462[-9.0018] ?5.60925

[11.8143]

LnIND3(-1) -0.83141[-4.1681] ?1.45308

[6.63834]

C ?14.42323 -29.58743

Error

Correction： D

(LnUR) D（LnIND1）

D(LnIND2) D

(LnIND3)

CointEq1 -0.03217[-0.5412] -0.51868

[-3.5653] ?0.47701

[3.9752] -0.51661

[-3.7654]

CointEq2 -0.04169[-0.8331] -0.36627

[-2.9910] ?0.314109

[.10983] -0.42242

[-3.6579]

D(LnUR(-1)) ?0.54266[2.5975] -0.15675

[-0.3066] -0.28011

[-0.6642] ?0.59313

[1.2301]

D(LnUR(-2)) ?0.08772[0.43645] ?0.48406

[0.98411] -0.31350

[-0.7727] -0.07605

[-0.1639]

D(LnIND1(-1)) -0.15734[-1.0658] ?0.215445

[0.5963] -0.32712

[-1.0977] ?0.583656

[1.7131]

D(LnIND1(-2)) ?0.000942[0.0057] -0.29104

[-0.7305] -0.36523

[-1.1114] ?0.482043

[1.2829]

D(LnIND2(-1)) -0.39957[-1.6115] ?0.242361

[0.3994] -0.30049

[-0.6004] ?0.717584

[1.2540]

D(LnIND2(-2)) -0.00214[-0.0082] ?0.044563

[0.0702] -0.85607

[-1.6364] ?0.787420

[1.3165]

D(LnIND3(-1)) -0.15534[-0.9660] ?0.445979

[1.1333] -0.35012

[-1.0786] ?0.262726

[0.7079]

D(LnIND3(-2)) -0.11062[-0.7790] ?0.295554

[0.8505] -0.49208

[-1.7169] ?0.144410

[0.4406]

C ?0.013733[1.4514] -0.08226

[-3.5526] ?0.018221

[0.9540] ?0.048210

[2.2077]

?R-squared ?0.444856 ?0.625737 ?0.671662 ?0.683095

?F-statistic ?1.682805 ?3.511034 ?4.295856 ?4.526591

?Log likelihood ?95.17683 ?66.53788 ?72.70017 ?68.41353

?Akaike AIC -5.261052 -3.471118 -3.856261 -3.588346

?Schwarz SC -4.757205 -2.967271 -3.352414 -3.084499

?Log likelihood ?350.4219

?Akaike information criterion -18.65137

?Schwarz criterion -16.26954

5．脈沖響應函數(shù)

由于誤差修正模型是一種非理論性的模型，因此在分析誤差修正模型時，往往難以直接分析一個變量的變化對其他變量的影響，更常見的是利用脈沖響應函數(shù)來分析模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響。建立山東省城鎮(zhèn)化水平對三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的沖擊響應模型，使用漸進解析法計算響應函數(shù)的標準差。分別給 lnUR、lnIND1、lnIND2、lnIND3當期一個標準差的新息后，lnUR、lnIND1、lnIND2、lnIND3的脈沖響應曲線見圖5。橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)（單位為年），縱軸表示脈沖響應函數(shù)值。

圖5山東省城鎮(zhèn)化水平與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的脈沖響應函數(shù)圖

圖5中的A1-A4說明的是城鎮(zhèn)化自身及三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重對城鎮(zhèn)化水平的影響。圖A1說明山東省城鎮(zhèn)化水平對其自身的一個標準差新息為正向反應，反應較為迅速且強烈，3期時到達最高點，之后對新息的反應呈平穩(wěn)趨勢。圖A2說明第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對城鎮(zhèn)化水平影響較小，1-5期為正向影響，5期后為負向影響。說明第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的變化會在滯后5期對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生影響，同時如果第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值降低，則會促進更多的農(nóng)村勞動力來到城市，從而提高城鎮(zhèn)化水平。圖A3說明山東省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對山東省城鎮(zhèn)化水平是負向影響，即山東省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的提高，反而會降低城鎮(zhèn)化水平。究其原因，是由于山東省第二產(chǎn)業(yè)基礎雄厚，在全國極具競爭優(yōu)勢，已經(jīng)進入高度發(fā)達階段。根據(jù)第二產(chǎn)業(yè)與城鎮(zhèn)化互動關系的階段性理論，山東省已經(jīng)度過依靠第二產(chǎn)業(yè)擴張從而帶動城鎮(zhèn)化迅速發(fā)展的時期，第二產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)化的帶動作用已經(jīng)減緩。第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展特點更多體現(xiàn)在原有產(chǎn)業(yè)基礎上的技術進步和資本積累，因此難以再吸納大規(guī)模進城農(nóng)民，對城鎮(zhèn)化率的提高也沒有太大的帶動作用。第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，反而使城市生活成本上升并對城市就業(yè)人員的技術、文化要求更高，不利于農(nóng)村人口向城市集中，并使城鎮(zhèn)化率下降。圖A4說明第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對山東省城鎮(zhèn)化水平也是負向影響，山東省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展未能吸納農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移。根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構與城鎮(zhèn)化互動關系的階段性理論，在第二產(chǎn)業(yè)無法有效推動城鎮(zhèn)化后，第三產(chǎn)業(yè)應該取而代之，成為推動城鎮(zhèn)化的主要動力。但從山東省第三產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)狀來看，技術密集型的高級服務業(yè)發(fā)展較快，這種類型的第三產(chǎn)業(yè)對勞動力的吸納能力低，需要高素質(zhì)的從業(yè)人員，難以形成農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的拉力；而勞動密集型的初級服務業(yè)則較為滯后，就業(yè)吸納力低，反而使城鎮(zhèn)化水平下降。

圖B1、C1及D1說明的是城鎮(zhèn)化水平對三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的影響。圖B1說明城鎮(zhèn)化對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的影響沒有時滯，從第1期開始就是負向影響，且隨著時間推移呈放大趨勢。這說明山東省城鎮(zhèn)化對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重呈反向作用，這是因為城鎮(zhèn)化進程使一部分勞動力離開第一產(chǎn)業(yè)進入到第二、三產(chǎn)業(yè)，如果一個地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)屬于粗放增長模式，投入要素的減少勢必會降低其產(chǎn)值；但若第一產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)集約增長的特點，即使農(nóng)業(yè)勞動力下降了，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的集約化和效率提高反而會增加其產(chǎn)值。從這個角度判斷，山東省城鎮(zhèn)化并未帶來第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的提高。圖C1說明城鎮(zhèn)化對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的影響沒有時滯，滯后1期后開始產(chǎn)生影響，且從開始的正向影響到保持平穩(wěn)的放大趨勢，表明隨著山東省城鎮(zhèn)化的推進，城市的規(guī)模效應和聚集效應對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)生正向影響并逐漸歸于平穩(wěn)。圖D1說明城鎮(zhèn)化對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的影響從開始就是負向影響，之后一直呈放大趨勢。山東省城鎮(zhèn)化的推進不利于第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，主要原因仍是山東省現(xiàn)代化第三產(chǎn)業(yè)更加依賴于生產(chǎn)方式的升級、技術進步等，城鎮(zhèn)化的推進對這些技術密集型的現(xiàn)代服務業(yè)并無推動作用，城鎮(zhèn)化反而會增加土地使用、環(huán)境、交通等額外成本，對第三產(chǎn)業(yè)帶來一定的負向影響。

6．Granger因果檢驗

根據(jù)Granger因果關系，建立山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的檢驗模型，檢驗結(jié)果見表4。表4的檢驗結(jié)果說明，在10%的置信水平下，山東省城鎮(zhèn)化水平1-3期是第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變化的原因，城鎮(zhèn)化對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變化的推動作用較為明顯；第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重在1-5期不是城鎮(zhèn)化的原因。即山東省的城鎮(zhèn)化水平與第一產(chǎn)業(yè)具有單向的格蘭杰因果關系，城鎮(zhèn)化有利于第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展卻無益于城鎮(zhèn)化。

山東省城鎮(zhèn)化水平在1-5期是第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變化的原因，說明城鎮(zhèn)化對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變化的推動作用較為明顯，但是山東省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的變化一直不是山東省城鎮(zhèn)化變化的原因。這與脈沖響應函數(shù)的分析結(jié)果一致，說明山東省第二產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級主要依賴于資本投入和技術進步，從而無法大規(guī)模吸收山東省的農(nóng)業(yè)剩余勞動力并將之真正轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)人口。山東省城鎮(zhèn)化水平與第二產(chǎn)業(yè)也是單向因果關系，山東省第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構的升級不利于城鎮(zhèn)化水平的提高。

山東省城鎮(zhèn)化率和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重在滯后第4期時分別互為Granger原因，說明山東省的城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)具有雙向的Granger因果關系。需要說明的是，結(jié)合脈沖響應函數(shù)，這種雙向的因果關系都是負向影響。

表4山東省城鎮(zhèn)化率和三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的因果關系檢驗結(jié)果（1978—2012年）

滯后1期 滯后2期 滯后3期 滯后4期 滯后5期

LnUR 不是LnIND1的 Granger 原因 ?19.6576（0.0001）

拒絕H0 ?4.84238（0.0156）

拒絕H0 3.94247（0.0197）

拒絕H0 1.28085（0.3077）

接受H0 ?1.61974（0.2029）

接受H0

LnIND1不是LnUR的 Granger 原因 ?0.65292（0.4252）

接受H0 ??0.22984（0.7961）

接受H0 1.52531（0.2324）

接受H0 1.93050（0.1410）

接受H0 1.36797（0.2801）

接受H0

LnUR 不是LnIND2的 Granger 原因 9.85165（0.0037）

拒絕H0 ??4.93161（0.0146）

拒絕H0 ?6.30762（0.0025）

拒絕H0 2.78772（0.0517）

拒絕H0 ?3.03892（0.0351）

拒絕H0

LnIND2不是LnUR的 Granger 原因 ?0.00615（0.9380）

接受H0 ?1.64526（0.2111）

接受H0 1.16716（0.3420）

接受H0 1.02921（0.4143）

接受H0 1.04784（0.4190）

接受H0

LnUR 不是LnIND3的 Granger 原因 ?0.13270（0.7181）

接受H0 ?0.85947（0.4343）

接受H0 1.24611（0.3141）

接受H0 3.23766（0.0312）

拒絕H0 3.69664（0.0166）

拒絕H0

LnIND3不是LnUR的 Granger 原因 0.28737（0.5957）

接受H0 ??2.23677（0.1255）

接受H0 1.10434

（0.3659）接受H0 ?2.62077

（0.0626）拒絕H0 ?1.91835（0.1385）

接受H0

三、研究結(jié)論及政策建議

1．研究結(jié)論

山東省城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構的變動整體趨勢符合世界產(chǎn)業(yè)結(jié)構發(fā)展的方向，但略顯滯后。從三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重看，山東省的產(chǎn)值結(jié)構表現(xiàn)為“第二產(chǎn)業(yè)＞第三產(chǎn)業(yè)＞第一產(chǎn)業(yè) ”，同期城鎮(zhèn)化發(fā)展也呈現(xiàn)速度緩慢及反復狀態(tài)。山東省的這一特點與世界發(fā)達國家和地區(qū)產(chǎn)值比重一般為“第三產(chǎn)業(yè)＞第二產(chǎn)業(yè)＞第一產(chǎn)業(yè)”的順序不一致。

山東省城鎮(zhèn)化水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，城鎮(zhèn)化對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有明顯的正向作用，但對第一、第三產(chǎn)業(yè)具有負向影響。同時，山東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級難以對城鎮(zhèn)化形成帶動作用，三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對山東省城鎮(zhèn)化均為負向影響，說明山東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構的升級整體上不利于山東省城鎮(zhèn)化水平的提高。

具體到各個產(chǎn)業(yè)，山東省城鎮(zhèn)化水平與第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在單向因果關系，城鎮(zhèn)化水平是第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger原因，而第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展卻不是城鎮(zhèn)化推進的Granger原因。這說明山東省城鎮(zhèn)化對第一產(chǎn)業(yè)為負向影響，即山東省城鎮(zhèn)化水平的提高會導致第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的降低，山東省第一產(chǎn)業(yè)仍呈現(xiàn)粗放增長的特點。山東省第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的下降并未影響城鎮(zhèn)化水平，雖然第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重下降，但由此而剩余的農(nóng)村勞動力并未遷移到城市，這將導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的集中化和大規(guī)模經(jīng)營仍難以實現(xiàn)。

從山東省城鎮(zhèn)化水平與第二產(chǎn)業(yè)的關系來看，山東省城鎮(zhèn)化水平與第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展也存在單向因果關系，城鎮(zhèn)化水平是第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger原因，而第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展卻不是城鎮(zhèn)化推進的Granger原因。從經(jīng)濟實踐的角度而言，山東省城鎮(zhèn)化水平的提高會通過城市經(jīng)濟的聚集效應、規(guī)模效應、交易成本和運輸成本的下降等促進第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。目前，盡管山東省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重在三次產(chǎn)業(yè)中占絕對優(yōu)勢，但由于山東省第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展更多依靠自身的技術革命、生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變、資本積累等，其就業(yè)彈性較低，無法形成農(nóng)村剩余勞動力有效轉(zhuǎn)移的真正帶動力，因此對山東省城鎮(zhèn)化的拉動作用不是很大。

從山東省城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)的關系來看，山東省城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在雙向因果關系，但存在一定滯后期。結(jié)合脈沖響應函數(shù)可以看出，這種雙向影響均為負向影響。說明山東省第三產(chǎn)業(yè)對向城市轉(zhuǎn)移的農(nóng)村勞動力的吸納能力有限，從而無法推進城鎮(zhèn)化進程；同時山東省城鎮(zhèn)化水平的提高未能有效增加第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的經(jīng)濟資源及市場對服務的需求，因此無法促進第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展［14］。

2．政策建議

第一，改革戶籍制度和與戶籍制度相掛鉤的社會保障制度，調(diào)動農(nóng)民進城的積極性。目前的戶籍制度已嚴重抑制了城鄉(xiāng)勞動力的合理流動，而與戶籍制度相掛鉤的社會保障制度，使得即便已經(jīng)進城的農(nóng)民在社會保障各方面受到種種限制，因此無法充分享受城市的基礎設施和公共服務，不能順利融入城市社會群體，阻礙了城市的協(xié)調(diào)發(fā)展和良性運行，從而嚴重阻礙了山東省城鎮(zhèn)化的發(fā)展。

第二，加快推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設，強化第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。由于自然資源豐富，土地質(zhì)量及氣候條件都較好，山東省農(nóng)業(yè)基礎較好。但隨著城鎮(zhèn)化的推進和居民收入水平的提高，山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構也必須由以種植業(yè)為主的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向多元化的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)換。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中用資本和技術替代勞動，使第一產(chǎn)業(yè)在發(fā)展壯大的同時釋放大量剩余勞動力，有利于山東省城鎮(zhèn)化的推進和產(chǎn)業(yè)結(jié)構的升級。

第三，推進新型工業(yè)化，注重工業(yè)的集約式增長。在城鎮(zhèn)化的初期階段，工業(yè)化是城鎮(zhèn)化的主要動力，但由實證分析可知，山東省工業(yè)化在城鎮(zhèn)化進程中沒有起到強有力的推動作用。主要原因在于山東省工業(yè)對勞動力的吸收能力有限，因而不能有效推動山東省的城鎮(zhèn)化進程。當然需要注意的是，在城鎮(zhèn)化進程中，不應對工業(yè)吸納農(nóng)村剩余勞動力寄予過多的期望，給予更大的壓力，工業(yè)對城鎮(zhèn)化的帶動應讓位于第三產(chǎn)業(yè)。因此，山東省工業(yè)的發(fā)展方向在于推進新型工業(yè)化及集約式增長，著力提升工業(yè)化發(fā)展的質(zhì)量，增加對交通、電信、金融等生產(chǎn)服務業(yè)的需求，增強工業(yè)化對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的帶動，進而間接推動山東省的城鎮(zhèn)化發(fā)展進程。

第四，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。實證分析表明，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對山東省城鎮(zhèn)化的帶動作用更為明顯。同時，山東省第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重偏低，表明山東省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展空間仍十分巨大，應大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，提高第三產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村剩余勞動力的吸納能力。尤其是當工業(yè)化和城鎮(zhèn)化發(fā)展進入后期階段時，第三產(chǎn)業(yè)必須作為一個獨立的產(chǎn)業(yè)走上自我發(fā)展、自我完善的道路，并成為國民經(jīng)濟發(fā)展及城鎮(zhèn)化的后續(xù)動力。因此，山東省應大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，高度重視第三產(chǎn)業(yè)提供就業(yè)的能力，使其成為山東省城鎮(zhèn)化進程中吸納農(nóng)村剩余勞動力的主要渠道。

［參考文獻］

［1］庫茲涅茨．現(xiàn)代經(jīng)濟增長［M］．北京：商務印書館，1966．

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［3］Krugman. Increasingreturnsandeconomicgeography［J］. JournalofPolitical Economy, 1991（99）：83-99．

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［9］Murata. Manufacturingstructureand regionalurbanization［J］．JournalofComparative Economics, 2002（56）：44-95.

［10］ 周維富．中國工業(yè)化與城市化協(xié)調(diào)發(fā)展論［D］．北京：中國社會科學院研究生院，2002．

［11］ 魏娟，李敏．產(chǎn)業(yè)結(jié)構演變促進城市化進程的實證分析：以江蘇省為例［J］．中國科技論壇，2009（11）：83-87．

［12］ 李卉群．中國城鎮(zhèn)化進程與服務經(jīng)濟發(fā)展動態(tài)關系的實證研究［J］．北京科技大學學報（社會科學版），2013（12）：87-92．

［13］ 高鐵梅．計量經(jīng)濟分析方法與建模：EVIEWS應用及實例［M］．北京：清華大學出版社，2005．

［14］ 吳先華．城鎮(zhèn)化、市民化與城鄉(xiāng)收入差距關系的實證研究—基于山東省時間序列數(shù)據(jù)及面板數(shù)據(jù)的實證分析［J］．地理科學，2011（1）：68-73．

［責任編輯王艷芳］

接受H0 1.16716（0.3420）

接受H0 1.02921（0.4143）

接受H0 1.04784（0.4190）

接受H0

LnUR 不是LnIND3的 Granger 原因 ?0.13270（0.7181）

接受H0 ?0.85947（0.4343）

接受H0 1.24611（0.3141）

接受H0 3.23766（0.0312）

拒絕H0 3.69664（0.0166）

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LnIND3不是LnUR的 Granger 原因 0.28737（0.5957）

接受H0 ??2.23677（0.1255）

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（0.3659）接受H0 ?2.62077

（0.0626）拒絕H0 ?1.91835（0.1385）

接受H0

三、研究結(jié)論及政策建議

1．研究結(jié)論

山東省城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構的變動整體趨勢符合世界產(chǎn)業(yè)結(jié)構發(fā)展的方向，但略顯滯后。從三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重看，山東省的產(chǎn)值結(jié)構表現(xiàn)為“第二產(chǎn)業(yè)＞第三產(chǎn)業(yè)＞第一產(chǎn)業(yè) ”，同期城鎮(zhèn)化發(fā)展也呈現(xiàn)速度緩慢及反復狀態(tài)。山東省的這一特點與世界發(fā)達國家和地區(qū)產(chǎn)值比重一般為“第三產(chǎn)業(yè)＞第二產(chǎn)業(yè)＞第一產(chǎn)業(yè)”的順序不一致。

山東省城鎮(zhèn)化水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，城鎮(zhèn)化對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有明顯的正向作用，但對第一、第三產(chǎn)業(yè)具有負向影響。同時，山東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級難以對城鎮(zhèn)化形成帶動作用，三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對山東省城鎮(zhèn)化均為負向影響，說明山東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構的升級整體上不利于山東省城鎮(zhèn)化水平的提高。

具體到各個產(chǎn)業(yè)，山東省城鎮(zhèn)化水平與第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在單向因果關系，城鎮(zhèn)化水平是第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger原因，而第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展卻不是城鎮(zhèn)化推進的Granger原因。這說明山東省城鎮(zhèn)化對第一產(chǎn)業(yè)為負向影響，即山東省城鎮(zhèn)化水平的提高會導致第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的降低，山東省第一產(chǎn)業(yè)仍呈現(xiàn)粗放增長的特點。山東省第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的下降并未影響城鎮(zhèn)化水平，雖然第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重下降，但由此而剩余的農(nóng)村勞動力并未遷移到城市，這將導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的集中化和大規(guī)模經(jīng)營仍難以實現(xiàn)。

從山東省城鎮(zhèn)化水平與第二產(chǎn)業(yè)的關系來看，山東省城鎮(zhèn)化水平與第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展也存在單向因果關系，城鎮(zhèn)化水平是第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger原因，而第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展卻不是城鎮(zhèn)化推進的Granger原因。從經(jīng)濟實踐的角度而言，山東省城鎮(zhèn)化水平的提高會通過城市經(jīng)濟的聚集效應、規(guī)模效應、交易成本和運輸成本的下降等促進第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。目前，盡管山東省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重在三次產(chǎn)業(yè)中占絕對優(yōu)勢，但由于山東省第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展更多依靠自身的技術革命、生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變、資本積累等，其就業(yè)彈性較低，無法形成農(nóng)村剩余勞動力有效轉(zhuǎn)移的真正帶動力，因此對山東省城鎮(zhèn)化的拉動作用不是很大。

從山東省城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)的關系來看，山東省城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在雙向因果關系，但存在一定滯后期。結(jié)合脈沖響應函數(shù)可以看出，這種雙向影響均為負向影響。說明山東省第三產(chǎn)業(yè)對向城市轉(zhuǎn)移的農(nóng)村勞動力的吸納能力有限，從而無法推進城鎮(zhèn)化進程；同時山東省城鎮(zhèn)化水平的提高未能有效增加第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的經(jīng)濟資源及市場對服務的需求，因此無法促進第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展［14］。

2．政策建議

第一，改革戶籍制度和與戶籍制度相掛鉤的社會保障制度，調(diào)動農(nóng)民進城的積極性。目前的戶籍制度已嚴重抑制了城鄉(xiāng)勞動力的合理流動，而與戶籍制度相掛鉤的社會保障制度，使得即便已經(jīng)進城的農(nóng)民在社會保障各方面受到種種限制，因此無法充分享受城市的基礎設施和公共服務，不能順利融入城市社會群體，阻礙了城市的協(xié)調(diào)發(fā)展和良性運行，從而嚴重阻礙了山東省城鎮(zhèn)化的發(fā)展。

第二，加快推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設，強化第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。由于自然資源豐富，土地質(zhì)量及氣候條件都較好，山東省農(nóng)業(yè)基礎較好。但隨著城鎮(zhèn)化的推進和居民收入水平的提高，山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構也必須由以種植業(yè)為主的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向多元化的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)換。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中用資本和技術替代勞動，使第一產(chǎn)業(yè)在發(fā)展壯大的同時釋放大量剩余勞動力，有利于山東省城鎮(zhèn)化的推進和產(chǎn)業(yè)結(jié)構的升級。

第三，推進新型工業(yè)化，注重工業(yè)的集約式增長。在城鎮(zhèn)化的初期階段，工業(yè)化是城鎮(zhèn)化的主要動力，但由實證分析可知，山東省工業(yè)化在城鎮(zhèn)化進程中沒有起到強有力的推動作用。主要原因在于山東省工業(yè)對勞動力的吸收能力有限，因而不能有效推動山東省的城鎮(zhèn)化進程。當然需要注意的是，在城鎮(zhèn)化進程中，不應對工業(yè)吸納農(nóng)村剩余勞動力寄予過多的期望，給予更大的壓力，工業(yè)對城鎮(zhèn)化的帶動應讓位于第三產(chǎn)業(yè)。因此，山東省工業(yè)的發(fā)展方向在于推進新型工業(yè)化及集約式增長，著力提升工業(yè)化發(fā)展的質(zhì)量，增加對交通、電信、金融等生產(chǎn)服務業(yè)的需求，增強工業(yè)化對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的帶動，進而間接推動山東省的城鎮(zhèn)化發(fā)展進程。

第四，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。實證分析表明，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對山東省城鎮(zhèn)化的帶動作用更為明顯。同時，山東省第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重偏低，表明山東省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展空間仍十分巨大，應大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，提高第三產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村剩余勞動力的吸納能力。尤其是當工業(yè)化和城鎮(zhèn)化發(fā)展進入后期階段時，第三產(chǎn)業(yè)必須作為一個獨立的產(chǎn)業(yè)走上自我發(fā)展、自我完善的道路，并成為國民經(jīng)濟發(fā)展及城鎮(zhèn)化的后續(xù)動力。因此，山東省應大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，高度重視第三產(chǎn)業(yè)提供就業(yè)的能力，使其成為山東省城鎮(zhèn)化進程中吸納農(nóng)村剩余勞動力的主要渠道。

［參考文獻］

［1］庫茲涅茨．現(xiàn)代經(jīng)濟增長［M］．北京：商務印書館，1966．

［2］錢納里．發(fā)展的型式：1950-1970［M］．北京：經(jīng)濟科學出版社，1975.

［3］Krugman. Increasingreturnsandeconomicgeography［J］. JournalofPolitical Economy, 1991（99）：83-99．

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［5］Raco. Urbanization and economicgeography［J］. Journal of Urban Economics, 1998（40）：3-37．

［6］Kondo, Hiroki. Multiple growth and urbanization patterns in an endogenous growth model with spatial agglomeration［J］. Journal of Development Economies,2004（1）：167-199.

［7］Lucas R Jr. On the mechanics of economic development［J］. Journal of Monetary Economics, 1988（22）：3-42.

［8］Black V. Henderson. A theory of urban growth［J］. Journal of Political Economy, 1999（107）：252-284.

［9］Murata. Manufacturingstructureand regionalurbanization［J］．JournalofComparative Economics, 2002（56）：44-95.

［10］ 周維富．中國工業(yè)化與城市化協(xié)調(diào)發(fā)展論［D］．北京：中國社會科學院研究生院，2002．

［11］ 魏娟，李敏．產(chǎn)業(yè)結(jié)構演變促進城市化進程的實證分析：以江蘇省為例［J］．中國科技論壇，2009（11）：83-87．

［12］ 李卉群．中國城鎮(zhèn)化進程與服務經(jīng)濟發(fā)展動態(tài)關系的實證研究［J］．北京科技大學學報（社會科學版），2013（12）：87-92．

［13］ 高鐵梅．計量經(jīng)濟分析方法與建模：EVIEWS應用及實例［M］．北京：清華大學出版社，2005．

［14］ 吳先華．城鎮(zhèn)化、市民化與城鄉(xiāng)收入差距關系的實證研究—基于山東省時間序列數(shù)據(jù)及面板數(shù)據(jù)的實證分析［J］．地理科學，2011（1）：68-73．

［責任編輯王艷芳］

接受H0 1.16716（0.3420）

接受H0 1.02921（0.4143）

接受H0 1.04784（0.4190）

接受H0

LnUR 不是LnIND3的 Granger 原因 ?0.13270（0.7181）

接受H0 ?0.85947（0.4343）

接受H0 1.24611（0.3141）

接受H0 3.23766（0.0312）

拒絕H0 3.69664（0.0166）

拒絕H0

LnIND3不是LnUR的 Granger 原因 0.28737（0.5957）

接受H0 ??2.23677（0.1255）

接受H0 1.10434

（0.3659）接受H0 ?2.62077

（0.0626）拒絕H0 ?1.91835（0.1385）

接受H0

三、研究結(jié)論及政策建議

1．研究結(jié)論

山東省城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構的變動整體趨勢符合世界產(chǎn)業(yè)結(jié)構發(fā)展的方向，但略顯滯后。從三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重看，山東省的產(chǎn)值結(jié)構表現(xiàn)為“第二產(chǎn)業(yè)＞第三產(chǎn)業(yè)＞第一產(chǎn)業(yè) ”，同期城鎮(zhèn)化發(fā)展也呈現(xiàn)速度緩慢及反復狀態(tài)。山東省的這一特點與世界發(fā)達國家和地區(qū)產(chǎn)值比重一般為“第三產(chǎn)業(yè)＞第二產(chǎn)業(yè)＞第一產(chǎn)業(yè)”的順序不一致。

山東省城鎮(zhèn)化水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，城鎮(zhèn)化對第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有明顯的正向作用，但對第一、第三產(chǎn)業(yè)具有負向影響。同時，山東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級難以對城鎮(zhèn)化形成帶動作用，三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對山東省城鎮(zhèn)化均為負向影響，說明山東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構的升級整體上不利于山東省城鎮(zhèn)化水平的提高。

具體到各個產(chǎn)業(yè)，山東省城鎮(zhèn)化水平與第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在單向因果關系，城鎮(zhèn)化水平是第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger原因，而第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展卻不是城鎮(zhèn)化推進的Granger原因。這說明山東省城鎮(zhèn)化對第一產(chǎn)業(yè)為負向影響，即山東省城鎮(zhèn)化水平的提高會導致第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的降低，山東省第一產(chǎn)業(yè)仍呈現(xiàn)粗放增長的特點。山東省第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的下降并未影響城鎮(zhèn)化水平，雖然第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重下降，但由此而剩余的農(nóng)村勞動力并未遷移到城市，這將導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的集中化和大規(guī)模經(jīng)營仍難以實現(xiàn)。

從山東省城鎮(zhèn)化水平與第二產(chǎn)業(yè)的關系來看，山東省城鎮(zhèn)化水平與第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展也存在單向因果關系，城鎮(zhèn)化水平是第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger原因，而第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展卻不是城鎮(zhèn)化推進的Granger原因。從經(jīng)濟實踐的角度而言，山東省城鎮(zhèn)化水平的提高會通過城市經(jīng)濟的聚集效應、規(guī)模效應、交易成本和運輸成本的下降等促進第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。目前，盡管山東省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重在三次產(chǎn)業(yè)中占絕對優(yōu)勢，但由于山東省第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展更多依靠自身的技術革命、生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變、資本積累等，其就業(yè)彈性較低，無法形成農(nóng)村剩余勞動力有效轉(zhuǎn)移的真正帶動力，因此對山東省城鎮(zhèn)化的拉動作用不是很大。

從山東省城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)的關系來看，山東省城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展存在雙向因果關系，但存在一定滯后期。結(jié)合脈沖響應函數(shù)可以看出，這種雙向影響均為負向影響。說明山東省第三產(chǎn)業(yè)對向城市轉(zhuǎn)移的農(nóng)村勞動力的吸納能力有限，從而無法推進城鎮(zhèn)化進程；同時山東省城鎮(zhèn)化水平的提高未能有效增加第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的經(jīng)濟資源及市場對服務的需求，因此無法促進第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展［14］。

2．政策建議

第一，改革戶籍制度和與戶籍制度相掛鉤的社會保障制度，調(diào)動農(nóng)民進城的積極性。目前的戶籍制度已嚴重抑制了城鄉(xiāng)勞動力的合理流動，而與戶籍制度相掛鉤的社會保障制度，使得即便已經(jīng)進城的農(nóng)民在社會保障各方面受到種種限制，因此無法充分享受城市的基礎設施和公共服務，不能順利融入城市社會群體，阻礙了城市的協(xié)調(diào)發(fā)展和良性運行，從而嚴重阻礙了山東省城鎮(zhèn)化的發(fā)展。

第二，加快推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設，強化第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。由于自然資源豐富，土地質(zhì)量及氣候條件都較好，山東省農(nóng)業(yè)基礎較好。但隨著城鎮(zhèn)化的推進和居民收入水平的提高，山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構也必須由以種植業(yè)為主的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向多元化的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)換。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中用資本和技術替代勞動，使第一產(chǎn)業(yè)在發(fā)展壯大的同時釋放大量剩余勞動力，有利于山東省城鎮(zhèn)化的推進和產(chǎn)業(yè)結(jié)構的升級。

第三，推進新型工業(yè)化，注重工業(yè)的集約式增長。在城鎮(zhèn)化的初期階段，工業(yè)化是城鎮(zhèn)化的主要動力，但由實證分析可知，山東省工業(yè)化在城鎮(zhèn)化進程中沒有起到強有力的推動作用。主要原因在于山東省工業(yè)對勞動力的吸收能力有限，因而不能有效推動山東省的城鎮(zhèn)化進程。當然需要注意的是，在城鎮(zhèn)化進程中，不應對工業(yè)吸納農(nóng)村剩余勞動力寄予過多的期望，給予更大的壓力，工業(yè)對城鎮(zhèn)化的帶動應讓位于第三產(chǎn)業(yè)。因此，山東省工業(yè)的發(fā)展方向在于推進新型工業(yè)化及集約式增長，著力提升工業(yè)化發(fā)展的質(zhì)量，增加對交通、電信、金融等生產(chǎn)服務業(yè)的需求，增強工業(yè)化對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的帶動，進而間接推動山東省的城鎮(zhèn)化發(fā)展進程。

第四，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。實證分析表明，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對山東省城鎮(zhèn)化的帶動作用更為明顯。同時，山東省第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重偏低，表明山東省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展空間仍十分巨大，應大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，提高第三產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村剩余勞動力的吸納能力。尤其是當工業(yè)化和城鎮(zhèn)化發(fā)展進入后期階段時，第三產(chǎn)業(yè)必須作為一個獨立的產(chǎn)業(yè)走上自我發(fā)展、自我完善的道路，并成為國民經(jīng)濟發(fā)展及城鎮(zhèn)化的后續(xù)動力。因此，山東省應大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，高度重視第三產(chǎn)業(yè)提供就業(yè)的能力，使其成為山東省城鎮(zhèn)化進程中吸納農(nóng)村剩余勞動力的主要渠道。

［參考文獻］

［1］庫茲涅茨．現(xiàn)代經(jīng)濟增長［M］．北京：商務印書館，1966．

［2］錢納里．發(fā)展的型式：1950-1970［M］．北京：經(jīng)濟科學出版社，1975.

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［4］Porter E.TheCompetitiveAdvantageofNations［M］. NewYork：FreePress,1998．

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［6］Kondo, Hiroki. Multiple growth and urbanization patterns in an endogenous growth model with spatial agglomeration［J］. Journal of Development Economies,2004（1）：167-199.

［7］Lucas R Jr. On the mechanics of economic development［J］. Journal of Monetary Economics, 1988（22）：3-42.

［8］Black V. Henderson. A theory of urban growth［J］. Journal of Political Economy, 1999（107）：252-284.

［9］Murata. Manufacturingstructureand regionalurbanization［J］．JournalofComparative Economics, 2002（56）：44-95.

［10］ 周維富．中國工業(yè)化與城市化協(xié)調(diào)發(fā)展論［D］．北京：中國社會科學院研究生院，2002．

［11］ 魏娟，李敏．產(chǎn)業(yè)結(jié)構演變促進城市化進程的實證分析：以江蘇省為例［J］．中國科技論壇，2009（11）：83-87．

［12］ 李卉群．中國城鎮(zhèn)化進程與服務經(jīng)濟發(fā)展動態(tài)關系的實證研究［J］．北京科技大學學報（社會科學版），2013（12）：87-92．

［13］ 高鐵梅．計量經(jīng)濟分析方法與建模：EVIEWS應用及實例［M］．北京：清華大學出版社，2005．

［14］ 吳先華．城鎮(zhèn)化、市民化與城鄉(xiāng)收入差距關系的實證研究—基于山東省時間序列數(shù)據(jù)及面板數(shù)據(jù)的實證分析［J］．地理科學，2011（1）：68-73．

［責任編輯王艷芳］