張麗琴+辛堯

內(nèi)容摘要：本文以河北省1990-2012年數(shù)據(jù)為樣本空間，依次經(jīng)過變量的平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗和誤差修正模型分析， 得出河北省城鎮(zhèn)化發(fā)展與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)結構存在長期同向協(xié)整而短期反向抑制的不同關系，并通過對實證結果進行探討，提出完善制度安排、加強基礎設施建設、大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)和增加科技教育投入等政策建議。

關鍵詞：城鎮(zhèn)化 非農(nóng)產(chǎn)業(yè) 發(fā)展 VAR模型 河北省

引言

20世紀90年代以來，河北省在經(jīng)濟社會各方面都有了很大發(fā)展。在經(jīng)濟總量方面，河北省GDP總量由1990年的896億元迅速增加到2011年的24516億元，是1990年的27倍。 其中，人均GDP由1465元增加到33969元，年均增長約一倍。城鎮(zhèn)化以前所未有的規(guī)模與速度發(fā)展。

根據(jù)有關數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2012年河北省城鎮(zhèn)化率為46.8%，同期全國平均城鎮(zhèn)化率達到52.57%，相比之下，河北省的城鎮(zhèn)化水平低于全國平均水平，而且，差距比較大。2012年，河北省國民生產(chǎn)總值達到26575.01億元，全國排名第六，而河北省城鎮(zhèn)化率在全國排名第二十一位，這與其 GDP 在全國的排名不相稱。根據(jù)河北省歷年經(jīng)濟年鑒公布的數(shù)據(jù)，河北省城鎮(zhèn)化率由1990年的14.4%提高到2012年的46.8%，年均提高1.5個百分點。與此同時，河北省三大產(chǎn)業(yè)結構由25∶43∶31發(fā)展為12∶52.7∶35.3，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值不斷下降，第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值持續(xù)提升，但是，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為緩慢。本文運用城鎮(zhèn)化與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展協(xié)調(diào)性的相關理論，對河北省城鎮(zhèn)化與非農(nóng)發(fā)展關系進行實證研究，找出制約河北省城鎮(zhèn)化與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展的主要因素，進而提出相關政策建議。

文獻綜述

馮·杜能（1826）、韋伯（1909）、廖什（1940）等提出區(qū)位理論，認為城鎮(zhèn)是各種要素在空間上重新集聚的產(chǎn)物。佩魯（1950）等提出增長極理論，認為區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展都是由增長極—城市啟動的，而產(chǎn)業(yè)又是城市經(jīng)濟發(fā)展的主要動力。英國經(jīng)濟學家克拉克（1940）指出，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，勞動力人口首先會從第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到工業(yè)，工業(yè)發(fā)展帶來經(jīng)濟進步，經(jīng)濟進步刺激對服務業(yè)的需求，剩余的勞動力又會轉(zhuǎn)向第三產(chǎn)業(yè)，同時，勞動力實現(xiàn)空間上轉(zhuǎn)移，由比較分散的農(nóng)村到相對集中的城市。

西蒙·庫茲涅茨（1966）研究得出產(chǎn)業(yè)結構升級的必然結果是“加速城市化”。錢納里和賽爾昆（1988）提出了工業(yè)化與城鎮(zhèn)化之間的一般變動模式，其中，錢納里對世界上100多個發(fā)展中國家和地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平與工業(yè)化、城鎮(zhèn)化之間的關系做了統(tǒng)計分析，提出了“錢納里標準結構”。Davis & Henderson（2003）從聚集經(jīng)濟的角度考察城鎮(zhèn)化進程與產(chǎn)業(yè)結構的關系。Hermelin（2007）指出，后工業(yè)時期與后現(xiàn)代時期，城鎮(zhèn)化發(fā)展的區(qū)域成為服務業(yè)發(fā)展與分布的焦點地區(qū)。簡新華、黃餛（2010）分析了中國城鎮(zhèn)化情況，并進行了國際比較得出：中國城鎮(zhèn)化水平總體上是滯后的，不僅滯后于國內(nèi)的經(jīng)濟發(fā)展水平和工業(yè)化進程，也滯后于國外同等發(fā)展水平國家或同樣發(fā)展階段的城市化水平。

李健英（2002）比較了二三產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)化的作用，認為第二產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)化的作用主要體現(xiàn)在量的角度，第三產(chǎn)業(yè)則主要從質(zhì)的角度來提高城鎮(zhèn)的可持續(xù)發(fā)展能力，這一點對城鎮(zhèn)的發(fā)展顯得更為長久。尹繼東與張文（2007）通過建立雙重演進模型表明：加快二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，是實現(xiàn)城鎮(zhèn)化的重要前提條件；楊文舉（2007）通過研究中國產(chǎn)業(yè)結構和城鎮(zhèn)化，得出產(chǎn)業(yè)結構和城鎮(zhèn)化只存在單向因果關系，產(chǎn)業(yè)的發(fā)展沒能帶動城鎮(zhèn)化。張自然（2008）借助誤差修正模型和 grange 因果檢驗得出中國城市化與第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)之間存在長期的均衡關系。其中，城鎮(zhèn)化對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的作用遠遠大于其反向作用。李林杰等（2003）、劉漢輝（2009）、黃玉竹（2010）、呂一清（2010）、王樂軍、鄭近德（2011）等人分別根據(jù)河北、廣東、安徽、成都、湖南等地區(qū)的數(shù)據(jù)實證分析出第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與城鎮(zhèn)化之間存在雙向因果關系。周建華、何序（2008）從聚集效應和規(guī)模經(jīng)濟效應角度論述了城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結構之間是相互促進的。夏顯力等（2013）運用協(xié)整理論及誤差修正模型分析了陜西省工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之間的動態(tài)關系。

綜觀已有研究可以發(fā)現(xiàn)，很多研究是從理論角度分析城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關系，同時分析三者關系的實證研究很少，特別是關于河北省省際層面的研究就更少。

河北省城鎮(zhèn)化發(fā)展滯后于非農(nóng)化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平現(xiàn)狀

城鎮(zhèn)化過程也是非農(nóng)化過程，農(nóng)村富余勞動力不僅從第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)，也要轉(zhuǎn)向第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)，所以，非農(nóng)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化水平緊密相關。國際上通常采用非農(nóng)就業(yè)比重N與城市化水平U的比值來判斷城市化是否滯后。根據(jù)表1可知，河北省城鎮(zhèn)化速度一直滯后于非農(nóng)化速度。N/U的比值雖然逐漸減小，但是到2012年，N/U比值仍然高達1.37，大于錢納里國際標準1.2。另外，根據(jù)計算，河北省城鎮(zhèn)化率也一直低于按照非農(nóng)就業(yè)比重計算出來的錢納里標準城鎮(zhèn)化率，盡管二者差距不斷縮小，但是到2012年，河北省城鎮(zhèn)化率與錢納里標準值相比，仍然落后6.5個百分點。這進一步說明，河北省城鎮(zhèn)化率滯后于非農(nóng)化產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平。

河北省城鎮(zhèn)化與非農(nóng)化產(chǎn)業(yè)發(fā)展關系實證研究

本文以1990-2012年的數(shù)據(jù)為樣本空間，依次通過序列的ADF單位根檢驗法、協(xié)整檢驗、構建VEC誤差修正模型，以及Granger因果檢驗，分別對河北省城鎮(zhèn)化與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關系進行實證研究。

（一）數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎境擎?zhèn)化率，所選數(shù)據(jù)均直接來自或間接計算于國家統(tǒng)計局歷年《經(jīng)濟年鑒》、河北省統(tǒng)計局歷年《經(jīng)濟年鑒》以及《新中國60年來資料匯編》。選取1990-2012年為樣本空間，涉及的變量包括河北省城鎮(zhèn)化率y，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重x1、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重x2，為了消除異方差，提高時間序列的平穩(wěn)性，又不改變函數(shù)單調(diào)性，對指標數(shù)據(jù)分別采用對數(shù)形式，記為lny、lnx1、lnx2。endprint

（二） 時間序列的平穩(wěn)性檢驗

對于平穩(wěn)時間序列，可以通過過去的時間點信息建立模型，擬合過去、預測未來。但是，非平穩(wěn)時間序列的隨機性是不規(guī)律的，難以根據(jù)過去的信息把握序列的整體變化。檢查序列平穩(wěn)性的標準方法是單位根檢驗，本文借助Eviews6.0軟件，運用AugmentDickey-Fuller方法分別對變量進行單位根檢驗，采用AIC最小原則，選擇最佳滯后期為4，輸出結果如表2所示。變量lny、lnx1、lnx2的原始序列是非平穩(wěn)的，但經(jīng)過一階差分后，在5%置信水平下平穩(wěn)，表明各序列都是一階單整序列，即三個變量都為I（1），三者之間可能存在長期協(xié)整關系。

（三）Johanson協(xié)整檢驗

協(xié)整理論認為：雖然一些經(jīng)濟變量的本身是非平穩(wěn)序列，但是，它們的線性組合卻有可能是平穩(wěn)序列。這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整方程且可被解釋為變量之間長期穩(wěn)定的均衡關系（高鐵梅，2009）。本文選擇無約束向量自回歸，即VAR模型的簡化式，利用Eviews6.0軟件，根據(jù)似然比LR統(tǒng)計量、最終預測誤差EFE、AIC信息準則、SC準則、HQ信息準則等得出AIC在滯后階數(shù)為2時最小，確定VAR模型的滯后階數(shù)為2。估計結果如下：

其中三個方程的擬合優(yōu)度分別為：0.98、0.79、 0.77，F(xiàn)值分別為117.5、8.8、7.8，整個模型的AIC值和SC值很小，分別為-11.47、-10.43，模型的擬合效果和顯著性整體上都很好。

通過跡檢驗（Trace）對變量進行協(xié)整檢驗。借助Eviews6.0軟件，根據(jù)Unrestricted VAR（2），選擇JJ檢驗的VAR滯后階數(shù)為1，協(xié)整方程有線性趨勢且只有截距，輸出結果如表3所示。

根據(jù)輸出結果可知，在5%的顯著水平下，變量之間存在一個協(xié)整關系，即三者之間存在長期穩(wěn)定關系。其長期平衡關系表達式為：

ECMt=lny-4.4lnx1-6.91nx2+38.22

（-7.79） （-9.04）

即：

lny=-38.22+4.4lnx1+6.9lnx2+ECMt

通過協(xié)整關系方程表明：工業(yè)產(chǎn)值比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的增加在長期有利于河北省城鎮(zhèn)化水平的提高，其他條件不變的情況下，河北省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重每增加1%，城鎮(zhèn)化率會提高4.4個百分點，而第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加1%會帶來城鎮(zhèn)化率增長6.9個百分點。

（四）VEC模型的建立與估計

根據(jù)格蘭杰定理，一組變量間存在協(xié)整關系，可以建立誤差修正模型。對變量lny、lnx1、lnx2構造向量誤差修正模型，選取的滯后期為1，在Cointegration欄五個趨勢假設說明中選擇3，估計結果為：

D（lny）=-0.16594*ECMt+0.288303*

D（lny（-1））- 0.756044*D（lnx1（-1）） - 0.400065*D（lnx2（-1））+0.049404

AIC=-11.03，SC=-10.13，模型整體效果很好。通過對協(xié)整關系序列進行ADF檢驗，可知協(xié)整關系序列是平穩(wěn)的，即序列是I（0）的。VEC模型的結果輸出中，ECMt的系數(shù)反映變量之間短期偏離長期均衡狀態(tài)時，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。方程式中ECMt系數(shù)的估計值為-0.16594，說明當城鎮(zhèn)化率因短期波動偏離長期均衡時，會以（-0.16594）的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，修正幅度很小，說明長期均衡對一階差分的城鎮(zhèn)化率調(diào)整速度較慢。

長期而言，第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重增加對城鎮(zhèn)化水平變動的彈性系數(shù)分別為4.4和6.9，而在短期，第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對城鎮(zhèn)化率提高的彈性系數(shù)分別為-0.756和- 0.4，方向相反，反映河北省城鎮(zhèn)化水平的提高與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)結構的變動之間具有與理論相悖的表象，即產(chǎn)業(yè)結構的升級在短期抑制了城鎮(zhèn)化水平的提高。

（五） 格蘭杰因果關系檢驗

Granger認為，x是否引起y的問題，主要看現(xiàn)在的y能夠在多大程度上被過去的x解釋，加入x的滯后值是否使解釋程度提高，Granger因果檢驗實質(zhì)上是一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中，一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱他們具有格蘭杰因果關系（高鐵梅，2009）。借助Eviews6.0軟件，整理得出結果如表4所示。

根據(jù)表4可知，第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重都不是河北省城鎮(zhèn)化率提高的格蘭杰原因，但是，城鎮(zhèn)化率是第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的格蘭杰原因。第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展互為格蘭杰原因。

實證結果分析

本文通過Johanson檢驗說明在考察期內(nèi)，河北省城鎮(zhèn)化與第二、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在長期協(xié)整關系，且呈同向發(fā)展趨勢。但VEC模型結果顯示，在短期內(nèi)第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加對河北省城鎮(zhèn)化發(fā)展起阻滯效應。格蘭杰因果關系檢驗說明河北省非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展不是推進城鎮(zhèn)化發(fā)展的格蘭杰原因，而城鎮(zhèn)化均是第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的格蘭杰原因，說明河北省第二、第三產(chǎn)業(yè)對勞動力的吸納能力非常有限?！半x土不離鄉(xiāng)，進廠不進城”的工業(yè)化對農(nóng)民轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘芯用衿鹆艘欢ǖ囊种谱饔茫钗呐e，2007）。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展較快，但內(nèi)部結構不合理，導致第三產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村剩余勞動力的吸納能力不夠。

綜合以上分析，1990-2012年期間，河北省第二、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的促進作用有限，而城鎮(zhèn)化對非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展起到推動作用。

政策建議

理想的城鎮(zhèn)化發(fā)展模式是城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)發(fā)展適度同步、協(xié)調(diào)發(fā)展。本文的實證分析表明，河北省城鎮(zhèn)化與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展不夠協(xié)調(diào)，沒有形成相互促進的良性互動發(fā)展，充分認識河北省城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關系，有利于政府相關經(jīng)濟政策的制定。

第一，完善制度安排，消除體制性障礙，為農(nóng)村富余勞動力向城鎮(zhèn)進行轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)身份轉(zhuǎn)換提供各種政策支持。農(nóng)村剩余勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移不僅受到經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)業(yè)發(fā)展的制約，也要受到教育、醫(yī)療、養(yǎng)老等社會保障相關制度的影響。endprint

第二，加強基礎設施建設，使城鎮(zhèn)聚集效應和規(guī)模效應得到充分發(fā)揮。基礎設施建設的完善與否，決定著城鎮(zhèn)布局是否合理、城鎮(zhèn)功能是否完善、綜合承載能力是否充足，進而影響城鄉(xiāng)之間資源和要素能否順利流動（蔣時節(jié)等，2009）。

第三，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，特別是現(xiàn)代服務業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，能夠為城鎮(zhèn)化創(chuàng)造更好的服務環(huán)境，通過大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，進一步提升城鎮(zhèn)化的質(zhì)量和水平。第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性較大，對城鎮(zhèn)化的促進作用遠遠強過第二產(chǎn)業(yè)。

第四，加大對科技教育的投入，全面提高勞動者素質(zhì)，提升農(nóng)業(yè)勞動者就業(yè)創(chuàng)業(yè)能力?？萍紕?chuàng)新是經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力，先進的技術改變著人們的生產(chǎn)、生活方式，推動人口由農(nóng)村轉(zhuǎn)向城市。教育是科技創(chuàng)新的基礎，只有勞動力接受教育的水平越高，科技進步的貢獻才會越大，市場競爭力就會越強，經(jīng)濟發(fā)展水平就會越高，城鎮(zhèn)化水平也就越高（鄧淑蓮，2001）。通過加大科技教育投入來改善廣大勞動者的整體素質(zhì)，提高農(nóng)業(yè)富裕人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)良好就業(yè)的能力，進而促進城鎮(zhèn)化發(fā)展，城鎮(zhèn)化發(fā)展主要體現(xiàn)在農(nóng)村勞動力大量轉(zhuǎn)移，所以，在城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中，必須重視流動人口的子女教育問題，關注教育投入的績效問題，為河北省城鎮(zhèn)化發(fā)展提供重要的持續(xù)性的動力。

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8.鄧淑蓮.基礎設施建設與社會經(jīng)濟發(fā)展[J].山東財政學院學報，2001（4）

9.程開明.城市化、技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長—基于創(chuàng)新中介效應的實證研究[J].統(tǒng)計研究，2009（5）endprint

第二，加強基礎設施建設，使城鎮(zhèn)聚集效應和規(guī)模效應得到充分發(fā)揮?；A設施建設的完善與否，決定著城鎮(zhèn)布局是否合理、城鎮(zhèn)功能是否完善、綜合承載能力是否充足，進而影響城鄉(xiāng)之間資源和要素能否順利流動（蔣時節(jié)等，2009）。

第三，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，特別是現(xiàn)代服務業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，能夠為城鎮(zhèn)化創(chuàng)造更好的服務環(huán)境，通過大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，進一步提升城鎮(zhèn)化的質(zhì)量和水平。第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性較大，對城鎮(zhèn)化的促進作用遠遠強過第二產(chǎn)業(yè)。

第四，加大對科技教育的投入，全面提高勞動者素質(zhì)，提升農(nóng)業(yè)勞動者就業(yè)創(chuàng)業(yè)能力。科技創(chuàng)新是經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力，先進的技術改變著人們的生產(chǎn)、生活方式，推動人口由農(nóng)村轉(zhuǎn)向城市。教育是科技創(chuàng)新的基礎，只有勞動力接受教育的水平越高，科技進步的貢獻才會越大，市場競爭力就會越強，經(jīng)濟發(fā)展水平就會越高，城鎮(zhèn)化水平也就越高（鄧淑蓮，2001）。通過加大科技教育投入來改善廣大勞動者的整體素質(zhì)，提高農(nóng)業(yè)富裕人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)良好就業(yè)的能力，進而促進城鎮(zhèn)化發(fā)展，城鎮(zhèn)化發(fā)展主要體現(xiàn)在農(nóng)村勞動力大量轉(zhuǎn)移，所以，在城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中，必須重視流動人口的子女教育問題，關注教育投入的績效問題，為河北省城鎮(zhèn)化發(fā)展提供重要的持續(xù)性的動力。

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9.程開明.城市化、技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長—基于創(chuàng)新中介效應的實證研究[J].統(tǒng)計研究，2009（5）endprint

第二，加強基礎設施建設，使城鎮(zhèn)聚集效應和規(guī)模效應得到充分發(fā)揮?；A設施建設的完善與否，決定著城鎮(zhèn)布局是否合理、城鎮(zhèn)功能是否完善、綜合承載能力是否充足，進而影響城鄉(xiāng)之間資源和要素能否順利流動（蔣時節(jié)等，2009）。

第三，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，特別是現(xiàn)代服務業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，能夠為城鎮(zhèn)化創(chuàng)造更好的服務環(huán)境，通過大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，進一步提升城鎮(zhèn)化的質(zhì)量和水平。第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性較大，對城鎮(zhèn)化的促進作用遠遠強過第二產(chǎn)業(yè)。

第四，加大對科技教育的投入，全面提高勞動者素質(zhì)，提升農(nóng)業(yè)勞動者就業(yè)創(chuàng)業(yè)能力。科技創(chuàng)新是經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力，先進的技術改變著人們的生產(chǎn)、生活方式，推動人口由農(nóng)村轉(zhuǎn)向城市。教育是科技創(chuàng)新的基礎，只有勞動力接受教育的水平越高，科技進步的貢獻才會越大，市場競爭力就會越強，經(jīng)濟發(fā)展水平就會越高，城鎮(zhèn)化水平也就越高（鄧淑蓮，2001）。通過加大科技教育投入來改善廣大勞動者的整體素質(zhì)，提高農(nóng)業(yè)富裕人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)良好就業(yè)的能力，進而促進城鎮(zhèn)化發(fā)展，城鎮(zhèn)化發(fā)展主要體現(xiàn)在農(nóng)村勞動力大量轉(zhuǎn)移，所以，在城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中，必須重視流動人口的子女教育問題，關注教育投入的績效問題，為河北省城鎮(zhèn)化發(fā)展提供重要的持續(xù)性的動力。

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