林志炳 張 璽 陳 君

(福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，福建福州 350116)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化關(guān)系研究
——基于半?yún)?shù)面板空間滯后模型

林志炳 張 璽 陳 君

(福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，福建福州 350116)

針對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化關(guān)系時(shí)忽略兩者之間的非線性關(guān)系的缺陷，利用2007－2013年中國(guó)31省市面板數(shù)據(jù)，通過(guò)建立半?yún)?shù)面板空間滯后模型，對(duì)中國(guó)31個(gè)省市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化進(jìn)程的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與城鎮(zhèn)化進(jìn)程之間存在明顯的非線性的關(guān)系。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化系數(shù)將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的進(jìn)程分成了三個(gè)階段，三個(gè)階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)于城鎮(zhèn)化的影響各不相同。當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)位于階段一和階段三時(shí)將促進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程;階段二則是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與城鎮(zhèn)化進(jìn)程的一個(gè)震蕩期，在該階段內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程起到抑制作用。因此，不同省域應(yīng)該根據(jù)自身產(chǎn)業(yè)特點(diǎn)，合理規(guī)劃產(chǎn)業(yè)布局，制定產(chǎn)業(yè)政策，協(xié)同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與城鎮(zhèn)化建設(shè)。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);城鎮(zhèn)化;半?yún)?shù)面板空間滯后模型

一、引言

新型城鎮(zhèn)化建設(shè)對(duì)于穩(wěn)定我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、加快現(xiàn)代化建設(shè)都有著十分重要的意義。2013年中國(guó)城鎮(zhèn)化率達(dá)到53．73%，超過(guò)世界平均水平，統(tǒng)計(jì)資料顯示，我國(guó)的城鎮(zhèn)化率指標(biāo)正在以年均1．15%的速度穩(wěn)步增長(zhǎng)。城市化水平的提高和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)都是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的必然規(guī)律，而新型城鎮(zhèn)化建設(shè)又需要產(chǎn)業(yè)升級(jí)來(lái)支撐，特別是現(xiàn)代制造業(yè)、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展是新型城鎮(zhèn)化的強(qiáng)大動(dòng)力。因此，考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與城市化進(jìn)程的關(guān)系，對(duì)于合理規(guī)劃產(chǎn)業(yè)布局，制定產(chǎn)業(yè)政策，從我國(guó)國(guó)情出發(fā)推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化健康可持續(xù)發(fā)展都有重要的意義。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與城鎮(zhèn)化進(jìn)程的關(guān)系做了大量的研究。他們普遍認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與升級(jí)對(duì)于促進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程具有積極的作用。曹廣忠和劉濤對(duì)城鎮(zhèn)化的驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行研究，認(rèn)為城市化進(jìn)程中第三產(chǎn)業(yè)的推動(dòng)作用已超過(guò)第二產(chǎn)業(yè)，但不同地區(qū)的核心驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)仍存在差異。［1］Gilbert and Gugle研究表明，城鎮(zhèn)化率與第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)出高度的正相關(guān)關(guān)系，與第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)的關(guān)系。［2］Michaels et al研究發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程會(huì)產(chǎn)生正向且顯著的影響。［3］

實(shí)證方面，蘇素和賀婭萍使用動(dòng)態(tài)面板模型分析了經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城鄉(xiāng)收入差距對(duì)城鎮(zhèn)化的影響，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)化率與城鎮(zhèn)化之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。［4］Tobler指出根據(jù)地理學(xué)第一定律，事物之間都存在著相互的聯(lián)系，離得近的事物相互之間的聯(lián)系影響也就越強(qiáng)，因此，在實(shí)證分析中忽略了空間效應(yīng)對(duì)研究主體的影響，則可能導(dǎo)致不恰當(dāng)?shù)哪Ｐ驮O(shè)立與回歸結(jié)果。［5］為此，曾昭法和左杰構(gòu)建空間面板數(shù)據(jù)模型，得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在時(shí)間維度上對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展具有顯著影響作用的結(jié)論。［6］薛瑞等通過(guò)建立空間面板模型，考慮空間效應(yīng)分析了跨境資金流入對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展的驅(qū)動(dòng)作用。［7］

可見(jiàn)，大部分文獻(xiàn)都從理論和實(shí)證兩個(gè)角度分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的影響。但已有研究尚存在以下不足:(1)很多實(shí)證研究都是直接進(jìn)行回歸分析，沒(méi)有進(jìn)行時(shí)間序列平穩(wěn)性分析、協(xié)整檢驗(yàn)和因果關(guān)系檢驗(yàn)。由于時(shí)間序列的經(jīng)濟(jì)變量基本上都是非平穩(wěn)變量，這樣的回歸分析可能存在虛假回歸，其結(jié)論的真實(shí)性也就值得懷疑。(2)多數(shù)實(shí)證分析都是利用線性回歸模型來(lái)進(jìn)行研究的。線性回歸模型事先假定了經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系為已知，模型的形式已經(jīng)確定，繼而繼續(xù)參數(shù)估計(jì)的。實(shí)際上，現(xiàn)實(shí)中的經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系未必是線性關(guān)系或可線性化的非線性關(guān)系，而變量之間的參數(shù)非線性關(guān)系又往往難以確定。所以，傳統(tǒng)的線性或非線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型在實(shí)際的經(jīng)濟(jì)應(yīng)用中通常出現(xiàn)很大的設(shè)定誤差。

對(duì)此，在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，文章試圖從以下兩個(gè)方面展開(kāi)進(jìn)一步的研究。一是，進(jìn)一步完善實(shí)證模型的分析框架，加入對(duì)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性與協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，避免模型構(gòu)建中的虛假回歸問(wèn)題。二是，在現(xiàn)有的空間面板數(shù)據(jù)模型的基礎(chǔ)上，采用半?yún)?shù)的估計(jì)方法，研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與城鎮(zhèn)化之間的非線性關(guān)系，即在不假定變量之間關(guān)系的基礎(chǔ)上，通過(guò)數(shù)據(jù)估計(jì)兩者的影響關(guān)系。半?yún)?shù)空間面板模型的估計(jì)方法在大大減少模型的人為設(shè)定誤差的同時(shí)也可以很好地刻畫(huà)出非參數(shù)變量對(duì)被解釋變量的非線性影響關(guān)系。

二、假設(shè)與模型設(shè)定

(一)相關(guān)假設(shè)

假設(shè)1:政府積極的財(cái)政政策可以促進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

魏娟、蔡秀云的研究指出中國(guó)公共設(shè)施發(fā)展與城鎮(zhèn)化水平并不同步，既存在公共設(shè)施發(fā)展的缺口，也存在公共設(shè)施財(cái)政支出方面的較大缺口，他們認(rèn)為城鎮(zhèn)化與基本公共服務(wù)、基礎(chǔ)公共設(shè)施建設(shè)水平具有較高的一致性。［8］［9］在新型城鎮(zhèn)化過(guò)程中對(duì)城市公共服務(wù)例如基礎(chǔ)設(shè)施、醫(yī)療、教育、社保、就業(yè)等方面提出了更高層次的要求。政府可以通過(guò)對(duì)財(cái)政政策的調(diào)整進(jìn)而對(duì)城鎮(zhèn)化建設(shè)產(chǎn)生影響。文章預(yù)期地方政府積極的財(cái)政支出對(duì)于城鎮(zhèn)化進(jìn)程能起到正向影響作用。

假設(shè)2:外商直接投資額的有效利用可以促進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

王粲研究發(fā)現(xiàn)2009年西部城鎮(zhèn)化建設(shè)資金來(lái)源中利用外資僅占0．62%，低于同期全國(guó)水平1．82%，相比于東部城鎮(zhèn)化水平較高地區(qū)而言資金利用率更低。［10］徐策研究發(fā)現(xiàn)現(xiàn)階段在城鎮(zhèn)化建設(shè)中外資還沒(méi)有被充分利用起來(lái)，然而在城鎮(zhèn)化加速推進(jìn)階段，從投融資角度深化研究新型城鎮(zhèn)化十分必要。［11］政府的一些發(fā)展政策，會(huì)吸引外商直接投資于本地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城市服務(wù)等方面，有資料顯示這種投資多集中于主城區(qū)，外商投資通過(guò)吸收農(nóng)村務(wù)工人口的方式使得農(nóng)村人口往城市遷移，以達(dá)到提高城鎮(zhèn)化率的作用。文章預(yù)期外商直接投資額的有效利用可以促進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

假設(shè)3:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程有促進(jìn)作用并且兩者之間存在非線性的關(guān)系。

王立新認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)化帶來(lái)顯著正向影響。［12］而第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)不同區(qū)域的城鎮(zhèn)化影響存在差異，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的交互作用能加快或遲滯不同區(qū)域的城鎮(zhèn)化。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異對(duì)東中西部不同省域間的影響差異也各不相同。因此，本文考慮到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)于城鎮(zhèn)化的影響并非單一的正向或是負(fù)向影響，而是呈現(xiàn)出一種非線性的變化趨勢(shì)。

(二)數(shù)據(jù)與變量選取

本研究采用年度數(shù)據(jù)，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，選擇樣本區(qū)間為:2007－2013年。數(shù)據(jù)主要來(lái)自中國(guó)官方資料:(1)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》;(2)《新中國(guó)50年統(tǒng)計(jì)資料匯編》;(3)中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。最終進(jìn)行分析的數(shù)據(jù)是2007－2013年中國(guó)31個(gè)省、直轄市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)。

各變量具體描述如下:

城鎮(zhèn)化水平(UR)。城市化是指人口向城市聚集、城市規(guī)模擴(kuò)大以及由此引起的一系列社會(huì)經(jīng)濟(jì)變化的過(guò)程。城市化過(guò)程也是經(jīng)濟(jì)社會(huì)結(jié)構(gòu)的變遷過(guò)程，包括經(jīng)濟(jì)城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)城市化、人口城市化、空間城市化和生活方式城市化等多個(gè)方面。這里選取大多數(shù)學(xué)者采用的“城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝诘谋壤?，作為衡量城?zhèn)化發(fā)展水平的指標(biāo)。

產(chǎn)業(yè)升級(jí)系數(shù)(upgrade)。蘇雪串認(rèn)為，城鎮(zhèn)化表現(xiàn)在生產(chǎn)方式上，就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，即農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)部門(mén)的轉(zhuǎn)移。［13］在制定城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略時(shí)，應(yīng)使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與城鎮(zhèn)化之間形成良性的互動(dòng)機(jī)制。

為此，文章引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)來(lái)說(shuō)明各省域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平，測(cè)算公式為:

其中:upgrade表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)，qi為第i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重。upgrade的取值范圍為 1≤upgrade≤3，其含義為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)越逼近1，表明一國(guó)或地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的層次越低;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)越逼近3，表明一國(guó)或地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的層次越高。

同時(shí)，為了盡量減少變量遺漏誤差，將以下指標(biāo)納入控制變量:(1)政府行為(ln_gov)。文章使用各地地方政府財(cái)政支出額的對(duì)數(shù)形式來(lái)衡量政府在城鎮(zhèn)化建設(shè)中的作用。(2)外商直接投資額(ln_fdi)。文章以對(duì)數(shù)形式的外商直接投資實(shí)際利用額作為自變量。根據(jù)上文假設(shè)部分的敘述及兩個(gè)變量與城鎮(zhèn)化率的相關(guān)性，這里將控制變量政府行為與外商直接投資設(shè)定為線性參數(shù)形式進(jìn)入模型。

(三)模型設(shè)定

文章在參考徐敏研究城鎮(zhèn)化進(jìn)程推進(jìn)因素的論文的基礎(chǔ)上，分別構(gòu)建普通面板數(shù)據(jù)模型、空間面板數(shù)據(jù)模型、半?yún)?shù)空間面板數(shù)據(jù)模型研究該問(wèn)題。［14］由于模型中變量城鎮(zhèn)化率(UR)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)均為比率形式的指標(biāo)，這里參照吳福象、劉志彪研究城市化群落驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)機(jī)制的方法，構(gòu)建半對(duì)數(shù)化模型。［15］蘇雪串指出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與城鎮(zhèn)化是相輔相成，相互影響的關(guān)系，但是通過(guò)對(duì)1990－2014年的全國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)(見(jiàn)表1)，從20世紀(jì)90年代開(kāi)始，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)逐漸成為城鎮(zhèn)化發(fā)展的外生性因素，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)可以促進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展而城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)影響并不顯著。［16］為此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指標(biāo)作為解釋變量進(jìn)入模型會(huì)更加合理。

普通面板數(shù)據(jù)與空間滯后面板數(shù)據(jù)模型已有大量文獻(xiàn)對(duì)其進(jìn)行了闡述，本文就不作過(guò)多的描述，其具體形式如下:

模型(1):普通面板數(shù)據(jù)模型

考慮到城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，各個(gè)地區(qū)間存在著一定的空間依存性與空間相關(guān)性，我們考慮將空間項(xiàng)加入到面板模型中以達(dá)到更好的模型估計(jì)效果。因此，首先要判斷變量是否存在空間相關(guān)性。利用OpenGeoDa軟件對(duì)各年城鎮(zhèn)化率依次進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。表2顯示，從2006年到2012年，各省市間城鎮(zhèn)化水平的空間相關(guān)性一直存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

因此，在回歸模型中考慮空間相關(guān)性是有必要的，這樣有助于得到更準(zhǔn)確的模型設(shè)定與參數(shù)估計(jì)結(jié)果。通過(guò)空間相關(guān)性檢驗(yàn)與固定隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)最終確定固定效應(yīng)的空間滯后面板數(shù)據(jù)模型。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6。

模型(2):空間滯后面板模型

其中，ρ為空間滯后(自回歸)系數(shù)，wij為N×N維經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化的非負(fù)空間權(quán)重矩陣W的i行j列元素。上式中，下標(biāo)i和t分別表示第i個(gè)地區(qū)的第t年;εit是獨(dú)立且同分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)，其均值為0，方差為σ2。

本文借鑒J．Q．斯圖爾特(stewart，1948)和G．K．齊夫(Zipf，1946)研究中提到的城市引力公式Gij=(Mi×Mj)/D來(lái)設(shè)定空間權(quán)重矩陣。Mi表示i城市的城市質(zhì)量指標(biāo)，Mj表示j城市的城市質(zhì)量指標(biāo)，其中表示研究對(duì)象樣本區(qū)間內(nèi)生產(chǎn)總值的平均值，Pi表示研究對(duì)象樣本區(qū)間內(nèi)人口的平均值，D是這兩個(gè)城市之間的地理距離。與相比傳統(tǒng)的0－1權(quán)重矩陣相比，本文建立的引力空間權(quán)重矩陣能更好地體現(xiàn)城市間城鎮(zhèn)化的空間相關(guān)關(guān)系。

通過(guò)繪制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)與城鎮(zhèn)化率的散點(diǎn)圖可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)變量與城鎮(zhèn)化率變量之間存在著非線性的關(guān)系(見(jiàn)圖1)。從散點(diǎn)圖中可以看出，當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)大于2．5時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)對(duì)于城鎮(zhèn)化進(jìn)程起到明顯的促進(jìn)作用;而當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)位于2．1～2．5區(qū)間內(nèi)時(shí)兩者關(guān)系呈現(xiàn)出復(fù)雜的情況。為了更準(zhǔn)確地捕捉兩者之間的關(guān)系，避免模型的人為設(shè)定誤差，在模型2的基礎(chǔ)上對(duì)模型進(jìn)行了改進(jìn)，采用半?yún)?shù)空間滯后面板數(shù)據(jù)模型，為此，構(gòu)建了模型(3):

其中，非線性變量產(chǎn)業(yè)升級(jí)系數(shù)upgrade作為非參量。

(四)半?yún)?shù)空間滯后面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)方法

本文提出的半?yún)?shù)空間面板模型(3)的參數(shù)分量ρ，βk，αi和非參數(shù)分量G(·)的估計(jì)方法如下:首先假設(shè)參數(shù)ρ，βk，αi已知，有模型(3)可得式(4):

由模型(3)減去式(4)整理可得式(5):

對(duì)新序列進(jìn)行空間面板回歸，得到參數(shù)的估計(jì)值，進(jìn)而帶回模型(3)中，得到非參數(shù)部分的估計(jì)量。因?yàn)榉菂?shù)部分估計(jì)時(shí)采用的是局部線性估計(jì)，所以可以同時(shí)得到非參數(shù)部分的一階導(dǎo)數(shù)，進(jìn)一步還可以用于后續(xù)的政策建議分析。［17］

三、實(shí)證分析

(一)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

考慮到非平穩(wěn)時(shí)間序列在建立模型過(guò)程中可能引起的偽回歸問(wèn)題，建立回歸模型前應(yīng)首先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。表3的檢驗(yàn)結(jié)果表明，變量ln(gov)、upgrade和ur在三種面板數(shù)據(jù)單位根的檢驗(yàn)方法下都為一階單整序列，而變量ln (fdi)的原序列是平穩(wěn)的。

在上述檢驗(yàn)結(jié)果的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步對(duì)三個(gè)一階單整的變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)分別采用Kao方法和Pedroni方法檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系，兩種方法的原假設(shè)均為變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。由表4可見(jiàn)，Kao檢驗(yàn)拒絕了原假設(shè)，即認(rèn)為三個(gè)一階單整變量之間存在協(xié)整關(guān)系;而Pedroni檢驗(yàn)的七個(gè)統(tǒng)計(jì)量中有3個(gè)在1%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)還有1個(gè)在5%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)，可以證明各變量之間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系。

(二)模型比較與估計(jì)結(jié)果

本文分別采用傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)模型、空間滯后面板數(shù)據(jù)模型和半?yún)?shù)空間滯后面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行研究，并對(duì)三者的回歸結(jié)果進(jìn)行比較分析(見(jiàn)表5)。

模型1為普通的面板數(shù)據(jù)模型。面板數(shù)據(jù)可以揭示橫截面數(shù)據(jù)所不能被觀察到的個(gè)體特殊行為，因而被廣泛應(yīng)用于微觀經(jīng)濟(jì)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的實(shí)證研究。通過(guò)Hausman檢驗(yàn)(見(jiàn)表6)我們判斷出采用固定效應(yīng)面板模型估計(jì)該數(shù)據(jù)更為合理。從回歸結(jié)果中可以看出，政府的財(cái)政支出與外商直接投資額對(duì)城鎮(zhèn)化的進(jìn)程都有顯著的正向影響。具體來(lái)說(shuō)，政府財(cái)政支出每增加1%，城鎮(zhèn)化率可以提高0．115%;外商直接投資在提升城鎮(zhèn)化率上的作用要弱于政府財(cái)政支出的作用，投資額每1%的提升也能促進(jìn)城鎮(zhèn)化率提升0．014%。而反觀產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)，其參數(shù)估計(jì)值在10%的顯著性水平下并不顯著，并且系數(shù)為負(fù)。這與肖功為對(duì)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)引致的城鎮(zhèn)化效應(yīng)研究中得出的結(jié)論存在差異。肖功為通過(guò)面板分位數(shù)回歸得出產(chǎn)業(yè)優(yōu)化對(duì)于城鎮(zhèn)化有顯著的正向影響的結(jié)論。［18］一方面可能與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)于城鎮(zhèn)化進(jìn)程存在非線性的關(guān)系有關(guān)，另一方面可能與模型設(shè)定時(shí)并沒(méi)有考慮到城鎮(zhèn)化進(jìn)程的空間溢出作用有關(guān)。

模型2在模型1的基礎(chǔ)上增加了城鎮(zhèn)化進(jìn)程的空間溢出效應(yīng)，采用空間計(jì)量模型估計(jì)參數(shù)。模型檢驗(yàn)結(jié)果(見(jiàn)表5)顯示，采用固定效應(yīng)的空間滯后模型更為合理。從回歸結(jié)果中我們發(fā)現(xiàn)，與普通面板數(shù)據(jù)模型相比，政府財(cái)政支出作用的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著成立，但其系數(shù)要明顯小于普通面板數(shù)據(jù)模型所估計(jì)出來(lái)的參數(shù)，政府財(cái)政支出每增加1%，城鎮(zhèn)化率可以提高0．076%，這顯然更為合理?？臻g自相關(guān)系數(shù)為0．299且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明某一省份的城鎮(zhèn)化建設(shè)對(duì)相鄰省份具有一定的輻射效果。這與徐敏得出的結(jié)論［19］相同。可以看出，采用空間計(jì)量模型考慮該問(wèn)題后，參數(shù)的估計(jì)量有了顯著的變化，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)變量的系數(shù)仍不顯著，這表明我們構(gòu)建的線性計(jì)量模型在設(shè)定上還是存在偏誤。

考慮到上文得出的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)城鎮(zhèn)化影響關(guān)系的結(jié)論與現(xiàn)有文獻(xiàn)存在相反之處，模型(3)在模型(2)的基礎(chǔ)上更進(jìn)一步考慮到變量的非線性關(guān)系，故模型(3)將非線性變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)設(shè)定為非參量，對(duì)整個(gè)模型進(jìn)行半?yún)?shù)空間面板模型估計(jì)。利用Epanechnikov核函數(shù)和固定窗寬局部線性法來(lái)實(shí)現(xiàn)半?yún)?shù)空間滯后模型估計(jì)。模型(3)與模型(2)相比在參數(shù)估計(jì)上略有差別，外商投資影響有顯著增強(qiáng)，對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的促進(jìn)作用與財(cái)政政策作用相當(dāng)，而模型的擬合優(yōu)度有顯著提升達(dá)到了0．95，這也證明了半?yún)?shù)模型在數(shù)據(jù)擬合上的優(yōu)勢(shì)。模型(3)通過(guò)偏導(dǎo)圖進(jìn)一步驗(yàn)證了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的非線性關(guān)系。

通過(guò)導(dǎo)數(shù)圖2我們可以發(fā)現(xiàn)，偏導(dǎo)圖將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)劃分為了三個(gè)區(qū)間，區(qū)間一:2．25～2．38、區(qū)間二:2．38～2．58、區(qū)間三:2．58～2．8。當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)位于區(qū)間一和區(qū)間三時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的構(gòu)成對(duì)于城鎮(zhèn)化進(jìn)程可以起到促進(jìn)作用，并且2．58到2．8這一區(qū)間所對(duì)應(yīng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)于城鎮(zhèn)化進(jìn)程的促進(jìn)作用要更大。而當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)位于區(qū)間二時(shí)，相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)構(gòu)成反而會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)化起到一定的抑制作用。偏導(dǎo)圖很好地證明了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)于城鎮(zhèn)化之間的非線性關(guān)系。這也解釋了為什么在普通面板數(shù)據(jù)模型與空間滯后面板數(shù)據(jù)模型中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)一直不顯著且參數(shù)估計(jì)系數(shù)與現(xiàn)有文獻(xiàn)存在較大差異的原因。由此可以看出，半?yún)?shù)空間滯后面板數(shù)據(jù)模型在模型的擬合優(yōu)度、統(tǒng)計(jì)性質(zhì)方面要優(yōu)于前兩個(gè)模型，更重要的是半?yún)?shù)模型對(duì)于解決變量存在非線性關(guān)系的問(wèn)題有其獨(dú)到的優(yōu)勢(shì)。

四、結(jié)論與建議

由圖3發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)位于區(qū)間一的省份有山西省、遼寧省、江蘇省、福建省、山東省等，查閱這些省份2013年度三大產(chǎn)業(yè)占全省GDP比重可以發(fā)現(xiàn)，其第二產(chǎn)業(yè)比重均要大于第三產(chǎn)業(yè)比重且第二產(chǎn)業(yè)占比要高于50%，同時(shí)第一產(chǎn)業(yè)占比均低于10%。全國(guó)范圍內(nèi)目前僅有北京與上海兩個(gè)城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)位于區(qū)間三內(nèi)，比較兩市2013年度三大產(chǎn)業(yè)占GDP比重可以發(fā)現(xiàn)，其第三產(chǎn)業(yè)占比要遠(yuǎn)高于第二、第一產(chǎn)業(yè)占比，且比重均大于60%。以上數(shù)據(jù)表明，對(duì)于不同的省市來(lái)說(shuō)并非盲目追求更高的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)就能促進(jìn)城鎮(zhèn)化的發(fā)展，根據(jù)自身情況選擇適合自己的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例才是問(wèn)題的關(guān)鍵所在。而位于區(qū)間二中的天津、浙江、廣東三地則可以借鑒北京、上海的發(fā)展模型更快更平穩(wěn)地度過(guò)這一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的震蕩期。此外，政府積極的財(cái)政政策與合理的外商直接投資的利用對(duì)于促進(jìn)城鎮(zhèn)化的進(jìn)程都有正向的促進(jìn)作用。

注釋:

全省礦業(yè)綠色發(fā)展現(xiàn)場(chǎng)會(huì)在湖州召開(kāi)（省廳新聞宣傳中心） ............................................................................9-6

［1］曹廣忠、劉濤:《中國(guó)省區(qū)城鎮(zhèn)化的核心驅(qū)動(dòng)力演變與過(guò)程模型》，《中國(guó)軟科學(xué)》2010年第9期。

［2］Gilbert A．，Joseph G．Cities，poverty and development:urbanization in the Third World．Oxford University Press，1992，pp．216－217．

［3］Michaels G．，Rauch F．，Redding S．，“Urbanization and structural transformation”，The Quarterly Journal of Economics，vol．127，no．2(2012)，pp．535－586．

［4］蘇素、賀婭萍:《經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展中的城鎮(zhèn)化影響因素》，《財(cái)經(jīng)科學(xué)》2011年第11期。

［5］Tobler W．，“A computer movie simulating urban growth in the Detroit region”，EconomicGeography，vol．46，no．2(1970)，pp．234－240．

［7］薛瑞:《跨境資金流入對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展的驅(qū)動(dòng)作用》，《財(cái)經(jīng)科學(xué)》2013年第10期。

［8］魏娟、李敏:《產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變促進(jìn)城市化進(jìn)程的實(shí)證分析》，《中國(guó)科技論壇》2009年第11期。

［9］蔡秀云、李雪、湯寅昊:《公共服務(wù)與人口城市化發(fā)展關(guān)系研究》，《中國(guó)人口科學(xué)》2012年第6期。

［10］王粲:《西部城鎮(zhèn)化建設(shè)投融資供求均衡研究》，碩士學(xué)位論文，西北大學(xué)，2012年。

［11］徐策:《從投融資角度看新型城鎮(zhèn)化建設(shè)》，《宏觀經(jīng)濟(jì)管理》2013年第1期。

［12］王立新:《經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化》，《財(cái)經(jīng)論叢》2014年第4期。

［13］［16］蘇雪串:《產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與城市化》，《財(cái)經(jīng)科學(xué)》2002年第9期。

［14］［19］徐敏:《中國(guó)的市場(chǎng)化進(jìn)程推動(dòng)了城鎮(zhèn)化發(fā)展嗎》，《財(cái)經(jīng)科學(xué)》2014年第8期。

［15］吳福象、劉志彪:《城市化群落驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制研究》，《財(cái)經(jīng)科學(xué)》2013年第7期。

［17］葉阿忠:《非參數(shù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》，天津:南開(kāi)大學(xué)出版社，2003年。

［18］肖功為:《中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)化升級(jí)引致的城鎮(zhèn)化效應(yīng)研究》，《財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐》2013年第5期。

［責(zé)任編輯:黃艷林］

F224

A

1002－3321(2015)04－0025－07

2015－05－19

國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71201033，70901021);福建省高校杰出青年科研人才計(jì)劃(JA13041S);福建省高等學(xué)校新世紀(jì)人才支持計(jì)劃(JAS14037)。

林志炳，男，福建泉州人，福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授、碩士生導(dǎo)師，博士;

張 璽，男，江蘇常州人，福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生;

陳 君，女，福建三明人，福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生。