產業結構變遷的城市化效應實證分析

張學鵬+李進偉

摘要：本文基于產業結構合理化和高級化對城市化發展具有正向效應的假說，利用中國省級面板數據和動態面板系統GMM估計實證檢驗了產業結構變遷對城市化發展的影響，結果顯示：城市化水平的變動具有慣性作用；產業結構合理化對城市化發展具有正面的促進作用；產業結構高級化對城市化發展的正向作用并不顯著；城市化發展水平在區域之間存在差異，中、西部地區城市化水平的變動并未表現出慣性。

關鍵詞：產業結構變遷；城市化；動態面板；系統GMM估計

中圖分類號：F49文獻標識碼：A

一、問題的提出

21世紀以來，在中國“低價工業化”時期即將結束、“高成本城市化”已經啟動的背景下，城市化已經成為我國擴大內需、解決“三農”問題的重要路徑。到2012年，我國城市化率已達到5257%。按照城市化發展的S型曲線，我國正處在城市化發展的加速階段。以農業剩余勞動力向非農產業部門轉移為代表的產業結構大規模調整必然會對城市化發展造成一定的影響，因此從產業結構變遷對城市化的影響角度討論城市化問題，總結我國過去產業結構演進對城市化的影響，具有重要的現實意義。

關于產業結構變遷與城市化發展的關系，國內外學者對此進行了大量研究。庫茲涅茨（1991）認為，隨著經濟和人口的高速增長，產業結構表現出明顯的變動趨勢，無論從產值還是就業的角度來看，第一產業所占比重逐漸減少，第二、三產業比重逐漸增加，且經濟增長一般伴隨著城市化水平的提高。錢納里等人（1989）通過對1965年90個國家或地區的城市化、產業結構以及經濟增長的實證分析，發現隨著勞動力從初級產品制造行業轉移到工業和服務業，城市人口比例也將升高。Glaeser（2005）認為產業結構的調整應與當前城市化發展水平相適應，兩者相互適應的能力關系著城市化發展的成功與否。

國內學者對產業結構變遷與城市化的研究主要集中在兩個方面。一是討論中國城市化發展是否滯后于產業結構變遷過程中的工業化。一些學者認為中國城市化的發展滯后于工業化發展，在制度因素上主要在于城鄉戶籍制度造成農村大量勞動力無法進入城市落戶[1]以及我國長期的工業優先發展戰略[2]。馮尚春（2005）從經濟因素而非制度因素上指出，造成我國城市化發展滯后于工業化發展的原因主要在于我國三次產業的就業結構與產業結構存在一定的偏差。郭克莎（2002） 通過對1952-2000年中國工業化與城市化的偏差分析，認為我國城市化發展并沒有嚴重滯后于工業化。二是建立產業結構與城市化的計量模型進行實證分析。陳立俊和王克強（2010）從三次產業的產值角度實證分析了產業結構與城市化之間的互動關系。孫曉華和柴玲玲（2012）從三次產業的就業角度證明了產業結構與城市化之間的長期均衡關系，并指第三產業就業比重的增加是城市化水平提高的原因。楊文舉（2007）利用VAR模型實證分析了1978-2004年中國城市化與產業結構的長短期關系，證明了產業結構與城市化存在長期的均衡關系，但是在短期關系上產業結構升級對城市化的影響為負。

盡管學者們對產業結構與城市化發展進行了大量有益的實證研究，但仍存在一些不足：首先，大多數學者都是從靜態的角度分析產業結構與城市化發展的關系，缺乏從動態的角度分析兩者之間的關系；其次，我國城市化水平在各區域之間差距較大，應分地區對產業結構與城市化之間的關系進行區域差異分析，而這方面的研究較少；最后，大多數學者從產值和就業的角度考察產業結構，缺少從產業結構合理化和高級化這兩個角度分析產業結構變遷對城市化發展的影響。因此，本文先從理論上闡述產業結構合理化和高級化對城市化發展的影響機制，并在此基礎之上提出假設，然后分別利用全國和區域兩個層面的省級動態面板數據實證檢驗產業結構變遷對城市化發展的影響。

二、理論支撐與研究假設

城市化的本質是社會經濟的發展使各種生產要素從農業向非農業部門流動的過程，也就是產業結構從以第一產業為重心逐步向以第二、三產業為重心轉移的過程。城市化進程必然伴隨著產業結構的調整，反過來產業結構的調整同樣需要以城市為依托，并對城市化的發展起到積極作用，他們之間存在著一定的內在互動關系。

產業結構變遷包含產業結構合理化和高級化兩個維度。產業結構合理化是指產業間存在比較協調的關系，反映產業之間是否處于均衡狀態；產業結構高級化是指產業結構從低水平向高水平的發展過程。產業結構合理化是高級化的基礎，只有先實現產業結構合理化才能實現高級化，否則只能是形式上的、空洞的高級化；反過來，產業結構高級化過程會進一步促進產業結構在更高層次上實現合理化。

產業結構合理化調整會加強產業間的關聯度，這種關聯度一方面指的是要素投入結構和產出結構的耦合程度；另一方面指的是產值結構和就業結構的耦合程度。產業結構的合理化調整會使勞動力由收益率較低的產業向收益率較高的產業轉移，勞動力結構的變化勢必對城市化水平的提升造成一定影響[3]，由此產生假設1。

假設1：產業結構合理化對城市化發展具有促進作用

產業結構高級化的實質是指主導產業的更替，即主導產業從較低水平的第一產業依次更替為較高水平的第二、三產業。從其發生的過程來看，可以分為“四化”階段：先是產業結構的重工業化，是指在工業化發展階段，重工業比重在輕重工業結構中不斷提高的過程；其次是產業結構的高加工化，指的是重工業化發展到一定階段，加工組裝業的發展超過原材料工業的發展；再次是產業結構的“軟化”，指的是在生產過程中，體力勞動和物質資源的投入逐步減少，腦力勞動和知識的投入逐步增大，勞動和資本密集型產業的主導地位日益被知識和技術密集型產業所取代；最后是產業結構的服務化，指的是在產業結構的“軟化”過程中，第三產業的比重不斷上升，成為主導產業，逐步出現“經濟服務化”趨勢。可見，隨著主導產業的更替，產業結構發生了質的變動，而這些變化最終決定了三次產業之間產值及勞動力比例的變化，使得勞動力隨著產值逐步由第一產業向第二、三產業轉移。由于非農產業只能在城市中生存和發展，使得人口由農業向城市中的非農產業轉移，這本身就是城市化發展的過程。隨著人口向城市聚集，需求增長必然會帶動相關產業的聚集與轉移；產業的增多反過來又會更多地吸納農村勞動力進入城市，從而達到產業與人口的高度聚集。在這一過程中，城市的基礎設施逐步完善，城市功能優化以及城市的擴散效應逐步加強，進一步加速了城市化的進程[4]，由此產生假設2。endprint

假設2：產業結構高級化對城市化發展具有促進作用。

城市化水平的變動是一個連續的動態過程，與此相伴隨的不僅是人們居住方式的改變，更為重要的是經濟發展水平的提高、產業結構的變遷，以及通過居民消費水平、消費觀念、消費方式等所表現出的整個生活方式的變化。在這一動態過程中，上一期的城市化水平構成本期城市化的基礎，并對當期城市化的發展產生一定的影響，由此產生假設3。

假設3：城市化的水平變動具有慣性作用。

三、實證檢驗

（一）模型設定及回歸方法

由于產業結構變遷只是影響城市化發展的一個重要因素，因此需要加入控制變量作為其它影響城市化發展的因素。在現實中，影響城市化發展的因素復雜并且難以衡量，本文借鑒Frank（2005）[5]和干春暉（2011）[6]的做法，直接利用城市化與產業結構的交叉項作為控制變量，設定動態面板數據模型為：

Urbanit=β0+β1Urbanit-1+β2lnTLit+β3lnTSit+β4Urbanit×lnTLit+β5Urbanit×lnTSit+γi+uit

E（γi）=E（uit）=E（γiuit）=0（1）

其中，i代表地區，t代表時間，Urban代表城市化率，lnTL代表產業結構合理化的對數，lnTS代表產業結構高級化的對數，Urban×lnTL為產業結構合理化的對數與城市化的乘積，Urban×lnTS為產業結構高級化的對數與城市化的乘積，γi代表不可觀測的地區效應，uit為隨機誤差項，并且不可觀測的地區效應與隨機誤差項滿足方程（1）。

由于產業結構與城市化之間存在著內在互動關系，這會導致解釋變量之間存在內生性問題，并造成普通最小二乘法估計結果的偏誤。廣義矩方法（GMM）估計通過選取合適的工具變量可以很好的消除解釋變量與隨機誤差項之間的相關性，從而有效地控制內生性問題。GMM方法分為一階差分GMM估計和系統GMM估計。Arellano等（1995）、Blundell等（1998）提出的系統GMM估計較一階差分GMM估計有更好的有效樣本性質，可極大地減小估計偏誤，因此本文選用系統GMM估計的一步法和兩步法分別對模型進行估計，同時對模型所選取工具變量的有效性進行Sargan檢驗和對模型殘差的相關性進行AR檢驗。

（二）變量和數據的說明

本文采用普遍認可的人口比重法來衡量城市化率，即城市化率就是城市人口占總人口的比重。

產業結構合理化重點衡量各產業之間的協調關系，側重考查產值結構與就業結構的耦合程度，因此可用產值結構與就業結構的偏離度作為衡量產業結構合理化的替代變量，其公式為：

TL=∑[DD（]n[]j=1[DD）][SX（]Yj/Lj[]Y/L[SX）]-1=∑[DD（]n[]j=1[DD）][SX（]Yj/Y[]Lj/L[SX）]-1

其中Yj（j=1，2，3）表示各次產業的增加值，Lj（j=1，2，3）表示各次產業的就業人口，Y表示各地區生產總值，L表示各地區三次產業的就業總人數。根據古典經濟學假設，當經濟均衡時，Yj/Y=Lj/L，此時TL=0，產業結構達到理想的合理化狀態，說明了產出結構和就業結構的良好耦合。在現實經濟生活中，產業結構一般處于非均衡狀態，即TL值越大，產業結構越不合理。

一般文獻根據克拉克定律采用非農業產值比重來衡量產業結構高級化，即產業結構的重工業化、高加工度化、“產業結構軟化”以及服務化，因此我們選用第二、三產業產值和與第一產業產值的比例作為產業結構高級化的替代變量，即：

TS=[SX（]Y2+Y3[]Y1[SX）]

數據使用2000-2012年中國大陸31個省份的面板數據，取自歷年《中國統計年鑒》及各地方統計年鑒。相關數據的描述性統計見表1。本文估計結果基于Stata11計算得出。

（三）結果分析

為了比較系統GMM估計的準確性，應先對模型進行混合效應回歸和固定效應回歸，然后再分別對模型進行一步系統GMM估計和兩步系統GMM估計，結果如表2所示。在一步系統GMM估計中，由于選取的工具變量未能通過Sargan檢驗，拒絕了所用工具變量都有效的假設，因此其估計結果可能會有偏誤。兩步系統GMM估計通過了Sargan檢驗，并且AR（1）和AR（2）的檢驗結果顯示，殘差項的差分存在一階序列相關，不存在二階序列相關，說明在兩步系統GMM估計中，選取的工具變量是有效的。

通?；旌闲貧w會引起因變量滯后項的估計量上偏，而固定效應回歸會引起因變量滯后項的估計量下偏[7]。在本模型的兩步系統GMM估計中，Urbanit-1的系數為0854，處于混合估計回歸和固定效應回歸中Urbanit-1的系數之間（0833-0895），進一步說明了兩步系統GMM估計結果的一致性，因此本文選用兩步系統GMM估計的結果來解釋模型。

從表2中可以看出，對城市化發展影響最顯著的是Urbanit-1，其回歸系數β1=0854，說明上一期的城市化發展對當期城市化的發展具有明顯的促進作用，城市化水平的變動具有慣性作用，證明了假設3是成立的。其影響機制為：城市化水平的提高帶動農業勞動力向非農產業轉移，產業結構升級引起經濟增長，經濟增長又會加快要素流動，使得要素的投入和需求擴張，進而加速城市化進程的發展。

lnTL的回歸系數β2=-0066，說明產業結構不合理（lnTL值的增加）會直接對城市化水平的發展會造成一定的抑制作用。β4=0127，說明產業結構合理化與影響城市化發展的其它因素之間的相互作用間接地對城市化發展具有正向的影響。|β2|/β4<1意味著：當lnTL值不是很大的時候，不會對城市化水平的提升造成負面影響，即城市化水平的發展較慢時，可以容忍一定程度的產業結構不合理；當產業結構趨于合理時，其對城市化發展的抑制作用減小（促進城市化發展），并通過與其它影響城市化發展的因素之間的相互作用間接地刺激城市化水平的提高。因此，假設2也得到了驗證。endprint

產業結構高級化的回歸系數β3=-0024，說明我國產業結構高級化未能直接促進城市化發展，但是β5=0037，說明產業結構高級化與影響城市化發展的其它因素之間的相互作用間接地對城市化發展產生正向的促進作用；且|β3| ﹤β5意味著產業結構高級化雖不能直接對城市化的發展造成正向的促進作用，但是通過間接效應仍然可以對城市化的發展起到一定的促進作用，這證明了假設2的成立。

綜上，2000年以來，中國產業結構變遷對城市化發展的正向作用主要是依靠產業結構的合理化調整來實現的，產業結構高級化對城市化的促進作用相對很小，究其原因，可能有以下幾點：（1）我國的戶籍制度已經成為了城市化發展的重要障礙，具體表現在長期服務于城市二、三產業的外來務工人員戶口依舊在農村，無法落戶城市，這使得我國就業結構升級滯后于產值結構的升級，從而導致其對城市化發展的拉動作用被屏蔽；（2）表1中顯示，我國產業結構合理化的均值為0742，說明我國產業結構還不十分合理，在產業結構不夠合理的情況下，片面地追求產業結構的高級化，未能對城市化發展起到應有的促進作用；（3）目前我國仍處于工業化階段，工業產值在GDP中占據主導地位，而工業部門吸收農村勞動力的能力已趨近飽和，就業彈性較大的第三產業從改革開放以來雖取得了一定的發展，但與發達國家相比較，差距仍然較大，還不足以吸收大量農村勞動力，產業結構“四化”中的服務化還有很長的路要走。

（四）分區域回歸檢驗

由于我國幅員遼闊，東部沿海與西部內陸經濟發展不平衡，2012年我國上海城市化率接近90%，而西部大部分地區城市化率在30%-40%，城市化水平發展在區域之間差異較大，因此我們將對東、中、西三個地區分別用系統GMM估計來進行實證檢驗。由于兩步系統GMM估計在全國數據的回歸分析中取得了較好的結果，這里將直接采用兩步系統GMM估計分別對三個地區進行動態面板回歸分析。由于GMM估計應盡可能滿足“大N小T”的特征，其估計偏誤在給定截面數據N的情況下，隨時間T的減少而減小，而東、中、西部三個地區分別包括11、8、12個省市，因此在分地區的回歸中本文采用2006-2012年7個年份的動態面板數據。表3為產業結構變遷對城市化發展的分區域回歸結果。

由表3可知，東、中、西部都通過了模型的相關性檢驗，Sargan檢驗結果接受了所有工具變量都有效的原假設，殘差差分項的AR檢驗顯示存在一階相關性，不存在二階相關性。從回歸結果上看，東、中、西三個地區產業結構合理化和高級化對城市化發展的影響同全國數據的回歸結果基本一致，產業結構變遷對城市化發展的正向作用主要來源于產業結構合理化，但在中部地區，這一作用并不顯著，Urban×lnTL的回歸系數β4未能通過顯著性檢驗，這主要是由于中部地區只有8個省份，截面數較小，對參數估計造成了一定的影響；產業結構高級化未能直接對城市化發展的起到促進作用，而是通過與影響城市化發展的其它因素之間的相互作用間接地對城市化發展起到一定促進作用。

在城市化的滯后一期對當期城市化發展的影響上，三個地區呈現出不同的結果，東部地區Urbanit-1的回歸系數為0302，說明上一期城市化的發展可以促進當期城市化的發展，但中部和西部地區的回歸結果都未能通過顯著性檢驗，說明對于中部和西部而言，城市化發展的慣性作用并不顯著，主要原因在于中西部城市化發展相對落后，尤其是西部個別地區（如西藏等）城市化率還不到30%，城市化發展速度較慢，再加之經濟發展相對落后，導致城市化的發展并不能通過產業結構優化升級加速要素之間的流動，從而加速城市化的發展。

綜上所述，對于假設1、2，分區域與全國的檢驗結果基本一致，即假設1和2成立；而假設3僅在東部地區成立，在中、西部地區未能得到支持。

四、結論與政策含義

本文從理論上闡述了產業結構變遷影響城市化發展的作用機制，并提出了產業結構變遷影響城市化發展的3個假設，然后分別利用全國和區域省級面板數據實證檢驗了產業結構合理化和高級化對城市化發展的影響。研究結果顯示：（1）城市化水平的發展具有慣性作用，即上一期城市化的發展水平對當期城市化水平的發展具有正向的促進作用；但在分區域回歸分析中，中部和西部地區的城市化水平的變動并未表現出慣性作用。（2）產業結構的合理化對城市化水平的發展具有正向的促進作用，而產業結構高級化對城市化發展的正向作用并不顯著，造成這種現象的原因包括城鄉戶籍制度、我國仍處在工業化發展階段以及產業結構還不十分合理等。

根據以上結論，政府在制定推動城市化發展的產業結構政策時應注意以下幾點：

首先，應把重點放在加快產業結構的合理化調整上，并在此基礎之上積極推進產業結構的高級化。就目前來看，產業結構的合理化調整才是加快我國城市化發展的根本，這不僅可以通過產業之間的合理調整加快城市化的發展，還可避免產業結構高級化對城市化發展的反向作用。

其次，大力發展第三產業，以第三產業的發展帶動農村勞動力的轉移。我國仍處于工業化發展階段，并且就業結構與產值結構匹配度較低，只有加快第三產業尤其是服務業的發展，才能充分地發揮集聚效應，吸收農村剩余勞動力，真正實現以產業結構服務化為基礎的產業結構高級化，以加速城市化的發展。

最后，我國地區之間城市化水平差異較大，各地區應當根據自身的情況因地制宜地采取適當的產業結構調整政策。對于城市化水平較低的中、西部地區，片面地追求產業結構高級化勢必會對城市化的發展造成不利的影響，因而應發展勞動密集型產業，大量吸收農村勞動力，促進產業結構與城市化的協調發展。

參考文獻：

[1]夏小林，王小魯.中國城市化的進程分析-兼評“城市化方針”[J].改革，2002 （2）：34-38.

[2]干春暉，余典范.城市化與產業結構的戰略性調整與升級[J].上海財經大學學報，2003（8）：3-10.

[3]程必定.論我國結構轉換型城市化[J].中國工業經濟，2003（8）：44-49.

[4]黃曉軍，李誠固，黃馨.東北地區城市化與產業結構演變相互作用模型[J].經濟地理，2008（1）：55-58.

[5]Frank，M.W.Income Inequality and Economic Growth in the U.S.：A Panel Co-integration Approach，Working Paper.Sam Houston State University，2005（3）.

[6]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響[J].經濟研究，2011（5）：4-15.

[7]Bond，S Projection Estimators for Autoregressive Panel Data Models[J].Econometrics Journal，2002（24）：457-479.

（責任編輯：張曦）endprint

產業結構高級化的回歸系數β3=-0024，說明我國產業結構高級化未能直接促進城市化發展，但是β5=0037，說明產業結構高級化與影響城市化發展的其它因素之間的相互作用間接地對城市化發展產生正向的促進作用；且|β3| ﹤β5意味著產業結構高級化雖不能直接對城市化的發展造成正向的促進作用，但是通過間接效應仍然可以對城市化的發展起到一定的促進作用，這證明了假設2的成立。

綜上，2000年以來，中國產業結構變遷對城市化發展的正向作用主要是依靠產業結構的合理化調整來實現的，產業結構高級化對城市化的促進作用相對很小，究其原因，可能有以下幾點：（1）我國的戶籍制度已經成為了城市化發展的重要障礙，具體表現在長期服務于城市二、三產業的外來務工人員戶口依舊在農村，無法落戶城市，這使得我國就業結構升級滯后于產值結構的升級，從而導致其對城市化發展的拉動作用被屏蔽；（2）表1中顯示，我國產業結構合理化的均值為0742，說明我國產業結構還不十分合理，在產業結構不夠合理的情況下，片面地追求產業結構的高級化，未能對城市化發展起到應有的促進作用；（3）目前我國仍處于工業化階段，工業產值在GDP中占據主導地位，而工業部門吸收農村勞動力的能力已趨近飽和，就業彈性較大的第三產業從改革開放以來雖取得了一定的發展，但與發達國家相比較，差距仍然較大，還不足以吸收大量農村勞動力，產業結構“四化”中的服務化還有很長的路要走。

（四）分區域回歸檢驗

由于我國幅員遼闊，東部沿海與西部內陸經濟發展不平衡，2012年我國上海城市化率接近90%，而西部大部分地區城市化率在30%-40%，城市化水平發展在區域之間差異較大，因此我們將對東、中、西三個地區分別用系統GMM估計來進行實證檢驗。由于兩步系統GMM估計在全國數據的回歸分析中取得了較好的結果，這里將直接采用兩步系統GMM估計分別對三個地區進行動態面板回歸分析。由于GMM估計應盡可能滿足“大N小T”的特征，其估計偏誤在給定截面數據N的情況下，隨時間T的減少而減小，而東、中、西部三個地區分別包括11、8、12個省市，因此在分地區的回歸中本文采用2006-2012年7個年份的動態面板數據。表3為產業結構變遷對城市化發展的分區域回歸結果。

由表3可知，東、中、西部都通過了模型的相關性檢驗，Sargan檢驗結果接受了所有工具變量都有效的原假設，殘差差分項的AR檢驗顯示存在一階相關性，不存在二階相關性。從回歸結果上看，東、中、西三個地區產業結構合理化和高級化對城市化發展的影響同全國數據的回歸結果基本一致，產業結構變遷對城市化發展的正向作用主要來源于產業結構合理化，但在中部地區，這一作用并不顯著，Urban×lnTL的回歸系數β4未能通過顯著性檢驗，這主要是由于中部地區只有8個省份，截面數較小，對參數估計造成了一定的影響；產業結構高級化未能直接對城市化發展的起到促進作用，而是通過與影響城市化發展的其它因素之間的相互作用間接地對城市化發展起到一定促進作用。

在城市化的滯后一期對當期城市化發展的影響上，三個地區呈現出不同的結果，東部地區Urbanit-1的回歸系數為0302，說明上一期城市化的發展可以促進當期城市化的發展，但中部和西部地區的回歸結果都未能通過顯著性檢驗，說明對于中部和西部而言，城市化發展的慣性作用并不顯著，主要原因在于中西部城市化發展相對落后，尤其是西部個別地區（如西藏等）城市化率還不到30%，城市化發展速度較慢，再加之經濟發展相對落后，導致城市化的發展并不能通過產業結構優化升級加速要素之間的流動，從而加速城市化的發展。

綜上所述，對于假設1、2，分區域與全國的檢驗結果基本一致，即假設1和2成立；而假設3僅在東部地區成立，在中、西部地區未能得到支持。

四、結論與政策含義

本文從理論上闡述了產業結構變遷影響城市化發展的作用機制，并提出了產業結構變遷影響城市化發展的3個假設，然后分別利用全國和區域省級面板數據實證檢驗了產業結構合理化和高級化對城市化發展的影響。研究結果顯示：（1）城市化水平的發展具有慣性作用，即上一期城市化的發展水平對當期城市化水平的發展具有正向的促進作用；但在分區域回歸分析中，中部和西部地區的城市化水平的變動并未表現出慣性作用。（2）產業結構的合理化對城市化水平的發展具有正向的促進作用，而產業結構高級化對城市化發展的正向作用并不顯著，造成這種現象的原因包括城鄉戶籍制度、我國仍處在工業化發展階段以及產業結構還不十分合理等。

根據以上結論，政府在制定推動城市化發展的產業結構政策時應注意以下幾點：

首先，應把重點放在加快產業結構的合理化調整上，并在此基礎之上積極推進產業結構的高級化。就目前來看，產業結構的合理化調整才是加快我國城市化發展的根本，這不僅可以通過產業之間的合理調整加快城市化的發展，還可避免產業結構高級化對城市化發展的反向作用。

其次，大力發展第三產業，以第三產業的發展帶動農村勞動力的轉移。我國仍處于工業化發展階段，并且就業結構與產值結構匹配度較低，只有加快第三產業尤其是服務業的發展，才能充分地發揮集聚效應，吸收農村剩余勞動力，真正實現以產業結構服務化為基礎的產業結構高級化，以加速城市化的發展。

最后，我國地區之間城市化水平差異較大，各地區應當根據自身的情況因地制宜地采取適當的產業結構調整政策。對于城市化水平較低的中、西部地區，片面地追求產業結構高級化勢必會對城市化的發展造成不利的影響，因而應發展勞動密集型產業，大量吸收農村勞動力，促進產業結構與城市化的協調發展。

參考文獻：

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[7]Bond，S Projection Estimators for Autoregressive Panel Data Models[J].Econometrics Journal，2002（24）：457-479.

（責任編輯：張曦）endprint

產業結構高級化的回歸系數β3=-0024，說明我國產業結構高級化未能直接促進城市化發展，但是β5=0037，說明產業結構高級化與影響城市化發展的其它因素之間的相互作用間接地對城市化發展產生正向的促進作用；且|β3| ﹤β5意味著產業結構高級化雖不能直接對城市化的發展造成正向的促進作用，但是通過間接效應仍然可以對城市化的發展起到一定的促進作用，這證明了假設2的成立。

綜上，2000年以來，中國產業結構變遷對城市化發展的正向作用主要是依靠產業結構的合理化調整來實現的，產業結構高級化對城市化的促進作用相對很小，究其原因，可能有以下幾點：（1）我國的戶籍制度已經成為了城市化發展的重要障礙，具體表現在長期服務于城市二、三產業的外來務工人員戶口依舊在農村，無法落戶城市，這使得我國就業結構升級滯后于產值結構的升級，從而導致其對城市化發展的拉動作用被屏蔽；（2）表1中顯示，我國產業結構合理化的均值為0742，說明我國產業結構還不十分合理，在產業結構不夠合理的情況下，片面地追求產業結構的高級化，未能對城市化發展起到應有的促進作用；（3）目前我國仍處于工業化階段，工業產值在GDP中占據主導地位，而工業部門吸收農村勞動力的能力已趨近飽和，就業彈性較大的第三產業從改革開放以來雖取得了一定的發展，但與發達國家相比較，差距仍然較大，還不足以吸收大量農村勞動力，產業結構“四化”中的服務化還有很長的路要走。

（四）分區域回歸檢驗

由于我國幅員遼闊，東部沿海與西部內陸經濟發展不平衡，2012年我國上海城市化率接近90%，而西部大部分地區城市化率在30%-40%，城市化水平發展在區域之間差異較大，因此我們將對東、中、西三個地區分別用系統GMM估計來進行實證檢驗。由于兩步系統GMM估計在全國數據的回歸分析中取得了較好的結果，這里將直接采用兩步系統GMM估計分別對三個地區進行動態面板回歸分析。由于GMM估計應盡可能滿足“大N小T”的特征，其估計偏誤在給定截面數據N的情況下，隨時間T的減少而減小，而東、中、西部三個地區分別包括11、8、12個省市，因此在分地區的回歸中本文采用2006-2012年7個年份的動態面板數據。表3為產業結構變遷對城市化發展的分區域回歸結果。

由表3可知，東、中、西部都通過了模型的相關性檢驗，Sargan檢驗結果接受了所有工具變量都有效的原假設，殘差差分項的AR檢驗顯示存在一階相關性，不存在二階相關性。從回歸結果上看，東、中、西三個地區產業結構合理化和高級化對城市化發展的影響同全國數據的回歸結果基本一致，產業結構變遷對城市化發展的正向作用主要來源于產業結構合理化，但在中部地區，這一作用并不顯著，Urban×lnTL的回歸系數β4未能通過顯著性檢驗，這主要是由于中部地區只有8個省份，截面數較小，對參數估計造成了一定的影響；產業結構高級化未能直接對城市化發展的起到促進作用，而是通過與影響城市化發展的其它因素之間的相互作用間接地對城市化發展起到一定促進作用。

在城市化的滯后一期對當期城市化發展的影響上，三個地區呈現出不同的結果，東部地區Urbanit-1的回歸系數為0302，說明上一期城市化的發展可以促進當期城市化的發展，但中部和西部地區的回歸結果都未能通過顯著性檢驗，說明對于中部和西部而言，城市化發展的慣性作用并不顯著，主要原因在于中西部城市化發展相對落后，尤其是西部個別地區（如西藏等）城市化率還不到30%，城市化發展速度較慢，再加之經濟發展相對落后，導致城市化的發展并不能通過產業結構優化升級加速要素之間的流動，從而加速城市化的發展。

綜上所述，對于假設1、2，分區域與全國的檢驗結果基本一致，即假設1和2成立；而假設3僅在東部地區成立，在中、西部地區未能得到支持。

四、結論與政策含義

本文從理論上闡述了產業結構變遷影響城市化發展的作用機制，并提出了產業結構變遷影響城市化發展的3個假設，然后分別利用全國和區域省級面板數據實證檢驗了產業結構合理化和高級化對城市化發展的影響。研究結果顯示：（1）城市化水平的發展具有慣性作用，即上一期城市化的發展水平對當期城市化水平的發展具有正向的促進作用；但在分區域回歸分析中，中部和西部地區的城市化水平的變動并未表現出慣性作用。（2）產業結構的合理化對城市化水平的發展具有正向的促進作用，而產業結構高級化對城市化發展的正向作用并不顯著，造成這種現象的原因包括城鄉戶籍制度、我國仍處在工業化發展階段以及產業結構還不十分合理等。

根據以上結論，政府在制定推動城市化發展的產業結構政策時應注意以下幾點：

首先，應把重點放在加快產業結構的合理化調整上，并在此基礎之上積極推進產業結構的高級化。就目前來看，產業結構的合理化調整才是加快我國城市化發展的根本，這不僅可以通過產業之間的合理調整加快城市化的發展，還可避免產業結構高級化對城市化發展的反向作用。

其次，大力發展第三產業，以第三產業的發展帶動農村勞動力的轉移。我國仍處于工業化發展階段，并且就業結構與產值結構匹配度較低，只有加快第三產業尤其是服務業的發展，才能充分地發揮集聚效應，吸收農村剩余勞動力，真正實現以產業結構服務化為基礎的產業結構高級化，以加速城市化的發展。

最后，我國地區之間城市化水平差異較大，各地區應當根據自身的情況因地制宜地采取適當的產業結構調整政策。對于城市化水平較低的中、西部地區，片面地追求產業結構高級化勢必會對城市化的發展造成不利的影響，因而應發展勞動密集型產業，大量吸收農村勞動力，促進產業結構與城市化的協調發展。

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（責任編輯：張曦）endprint