城鎮化對產業結構高級化的影響研究

申詩

摘 要：十九屆五中全會提出要加快發展現代產業體系，推動產業結構轉型升級，加強技術創新，發展戰略性新興產業，本文利用我國2006-2020年的省際面板數據，構建了城鎮化和產業結構高級化的指標體系，對城鎮化和產業結構進行現狀分析，并進一步運用面板門檻模型，實證檢驗城鎮化對產業結構高級化的具體影響，研究表明城鎮化對我國產業結構高級化具有單門檻效應。

關鍵詞：城鎮化;產業結構;面板門檻模型

一、引言

2019年我國常住人口城鎮化率達到60.6%，但與西方發達國家的高城鎮化率相比較，我國的城鎮化水平仍落后于西方發達國家，城鎮化率仍需要提高，城鎮化的不斷推進和市場的多元化需求使得分工朝著更加專業化的趨勢演變，會進一步提升經濟效率，進一步促進產業的集聚發展，在城鎮化不斷發展的進程中，資本、技術、知識等要素資源的整合將會帶來技術創新及進一步的技術流動，促使很多新業態如金融保險、現代服務業、信息和計算機服務業的形成及擴張（朱喜安，2021）。國家發改委更新并發布新的《產業結構調整指導目錄》2019版本，其中鼓勵類行業新增人工智能等，淘汰類行業主要包括技術落后、生產條件不安全和浪費資源等行業，在我國經濟增長速度不斷放緩及我國經濟轉向高質量的發展階段背景下，實現產業結構升級是我國未來經濟發展的重要目標。基于此，本文將進一步深入研究城鎮化對產業結構的影響，這有利于認清我國現階段城鎮化水平及產業結構形態，對實現經濟增長和高質量發展有著重要的現實意義。

二、文獻綜述

外國學者基于不同的維度去闡述城鎮化的內涵，例如從人口方面、區位方面、地理空間方面及經濟方面等去分析研究。曹廣忠等（2011）從城鎮化進程中的人口、產業、用地結構3個維度探究長三角地區的協調關系和合適的評價指標，發現區域城鎮化水平的空間格局呈現中心至外圍的分布態勢。李春生（2018）運用VAR模型，對改革開放以來我國城鎮化對產業結構升級的動態作用進行了實證分析，研究表明我國的城鎮化與產業結構升級存在著長期的均衡穩定關系。昌忠澤等（2019）通過實證檢驗發現技術創新顯著推動東部、東北部地區產業結構升級。

三、城鎮化與產業結構現狀分析

2006年至2020年，從整體上看，我國城鎮人口呈現逐漸正向的增長趨勢，而農村人口則逐年遞減，2006年我國城鎮人口為58288萬人，城鎮化率為44.34%，而農村人口為73160萬人，2020年，我國城鎮人口數達到90199萬人，城鎮化率突破63%，為63.89%，較2006年提高了19.55個百分點，此時的農村人口數為50979萬，與2006年相比，城鎮人口增加了31911萬人，鄉村人口減少了22181萬人。我國三次產業間比重關系發生了顯著變化，產業結構的發展格局逐步轉變為“三、二、一”，第三產業產值比重穩步增加，該變化對我國經濟社會發展起到了不可估量的作用。相關數據顯示，2006年我國三次產業產值為 23317億元、104359.2億元、91762.2億元，分別占比 10.63%、47.56%、41.82%。這表明這一時期第二產業占主導地位，然后是第三產業。2020年，三次產業之間差距進一步拉大，三大產業占比分別為 7.65%、39.00%、54.53%。

四、模型構建和數據來源

（一）數據來源

本文選取中國31個省（市）2006至2020這15年的數據作為研究對象，所采用的數據的均來自中國及各省市統計年鑒、《國民經濟和社會發展公報》。

（二）構建模型

1、門檻回歸模型構建

為了研究城鎮化水平對產業結構高級化的非線性影響，參考借鑒Hansen等人（2000）的研究，故構建面板門檻模型，以此來研究城鎮化率這個門檻變量對產業結構高級化的作用，單一門檻和雙重門檻的模型如下所示：

為了降低異方差帶來的影響，將變量取對數處理，其中εit表示誤差項，t表示個體，t表示時間，即年份。

2、變量說明

被解釋變量。本文選取并借鑒鄧峰和卓乘風（2018）和姚佳（2020）研究，來測量產業結構高級化這個指標，本文用yh來表示產業結構高級化，即選擇將第一、二及三產業占總產值的比重賦以各自權重并加總求和，即

其中i代表表示第一產業、第二產業和第三產業。本文選取城鎮化作為解釋變量，并且使用城鎮化率這一指標來測算，即用城鎮常住人口數目和總常住人口的比重來表示。

控制變量主要包括經濟發展程度、固定投資水平、政府財政支出水平和技術創新。本文使用人均地區生產總值（pgdp）來衡量經濟發展程度。固定資產（k）指標用社會固定資產總額/國民生產總值來表示。有些學者認為政府財政支出水平（Financial expenditure level）通過影響供給、需求和外部因素來推動產業結構的發展。本文用當地政府財政支出與GDP的比重來作為地方政府干預指標。技術創新（technological innovation）技術創新這一指標用tech表示，并且等于各省投入的R&D經費/生產總值。

五、實證結果與分析

（一）平穩性檢驗和門檻檢驗

在進行面板數據回歸分析時，需對數據變量進行平穩性檢驗，本文采用LLC 法、ADF-Fisher法和 PP-Fishe來對變量進行平穩性的檢驗，檢驗結果表明在10%的顯著性水平下各個變量都是平穩的。本文在構建面板門檻模型基礎上，分別選擇單一和雙重門檻假設，進行估計，并且得到門檻變量F統計量及相應的p值，通過下表4.可以看出，全國層面的城鎮化率通過了單一門檻的顯著性檢驗。

（二）門檻回歸結果

通過表 4. 可以得知，從全國層面的回歸結果來看，其R2為0.7438，這表明模型中各個變量對產業結構高極化74.38%的變動做出較客觀地解釋。

通過上述表可以看出，城鎮化對產業結構高級化的影響具有門檻特征，其從全國層面來看，城鎮化率對產業結構高級化具有單一門檻效應，當城鎮化率未跨過門檻值0.51時，城鎮化率對產業結構高極化的正向影響系數為0.66，即城鎮化率每上升1單位，則產業結構高極化指數上升0.66，當城鎮化率跨過門檻值時，其對產業結構高級化的影響系數增長到0.720，且在1%的水平下是顯著的。根據城鎮化率對產業結構高級化的影響具有門檻特征的動態變化，可以看出較高的城鎮化率能夠較好的推動產業結構高級化。

在控制變量方面，除經濟發展程度指標外，各個變量的系數均通過了1%的著性水平檢驗，且核心解釋變量城鎮化率、政府干預、技術創新及經濟發展程度都對產業結構高級化有正向的促進作用，只有固定資本的投入（k）在 1%的顯著水平下對產業結構結構高級化有著負向影響作用，這說明固定資本的投入對產業結構高級化起著一定的抑制作用，當固定資本投入每變動1個單位，可以得出產業結構高級化反向變動0.082，表明固定資產投資顯著阻礙產業結構升級，且與預期符號相反，但是回歸結果與洪嬌（2020）及吳雪嬌（2016）等文章相同，本文結合文章對該結果給出解釋。可能是因為流入市場的那部分資金的規模在減少，一些資源投入到固定資產投資在建項目，這樣一來會產生其結構發展不均衡的現象及會使產業轉型的速度減慢。

政府財政支出水平（fina）對產業結構高級化有著正向促進的作用，當政府財政支出程度對產業結構高極化的正向促進系數為0.195，表明政府財政支出每升高一個單位，則產業結構高級化相應提升0.195，這說明我國產業結構的升級與政府的宏觀調控有密切聯系，有效的宏觀調控能促進我國產業結構高級化。

技術創新對產業結構高極化的正向促進系數為4.063，表明我國應該繼續加大技術創新的力度，更能促進產業結構的升級，最后，經濟發展程度（lnpgdp）對產業結構高級化指數的促進系數為0.010，每上升一個單位，那么相應地產業結構高極化也同向變動0.010個單位，因此，要助力經濟的可持續健康的并且高質量的發展，可以更好地促進產業結構不斷的調整與升級。

六、政策建議

綜上所述，本文提出以下政策建議：第一，企業應該利用自身的各方面優勢，積極引進國外先進的技術設備，并大力推進自主創新，加大對研發的資金投入，以及重點發展高科技資本密集型產業，另外，高校和企業應該進一步加強合作，共同建立技術實驗室，進一步強化產學研合作。第二，政府應該加大財政支出，應加強對工商業、金融業、信息業和科教文衛等第三產業的扶持力度，增加就業保障等支出，解決就業的難題，增強消費能力，提升人們的生活水平，來促進經濟增長和產業結構高級化。第三，應該制定區域差異化策略，由于各地區經濟發展水平具有差距，資源要素的分布也極不均衡，應該結合各區域的實際情況，制定適合本地區經濟協調發展的產業政策。

參考文獻：

[1]朱喜安，張秀，李浩.中國高新技術產業集聚與城鎮化發展[J].數量經濟技術經濟研究，2021，38（03）：84-102.

[2]李春生.城鎮化對產業結構升級的作用機制與實證分析[J].經濟問題探索，2018（01）：47-54.

[3]姚佳.外商直接投資對我國產業結構升級影響研究——基于中國省域空間計量分析[J].經營與管理，2020（05）：36-39.

[4]卓乘風，鄧峰.人口老齡化、區域創新與產業結構升級[J].人口與經濟，2018（01）：48-60.

[5]昌忠澤，陳昶君，張杰.產業結構升級視角下創新驅動發展戰略的適用性研究——基于中國四大板塊經濟區面板數據的實證分析[J].經濟學家，2019（08）：62-74.

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