1、产业结构变迁的城市化效应实证分析基于中国省级动态面板数据模型的检验2014/10 总第 450 期商业研究 COMMERCIAL RESEARCH 文章编号 1001-148X(2014) 10-0032-06 产此结构变迁的城市化效应实证分析一一基于中国省级动态面板数据模型的检验张学鹏，李进伟(西北师范大学商学院，兰州I730070) 摘要:本文基于产业结构合理化和高级化对城市化发展具有正向效应的侬说，利用中国省级面板数据和动态面板系统 GMM 估计实证检验了产业结构变迁对城市化发展的影响，结果显示:城市化水平的变动具有惯性作用;产业结构合理化对城市化发展具有正面的促进作用;产业结构高级化对
2、城市化发展的正向作用并不显著;城市化发展水平在区域之间存在差异，中、西部地区城市化水平的变动并未表现出惯性。关键词:产业结构变迁;城市化;动态面板;系统 GMM估计中图分类号 F49 文献标识码 8A 个国家或地区的城市化、产业结构以及经济增长一、问题的提出的实证分析，发现随着劳动力从初级产品制造行 21 世纪以来，在中国 ;低价工业化;时期即业转移到工业和服务业，城市人口比例也将升高。将结束、;高戚本城市化;已经启动的背景下，城 Glaeser (2005)认为产业结构的调整应与当前城市化已经成为我国扩大内需、解决;三农;问题市化发展水平相适应，两者相互适应的能力关系的重要路径。到 2012
3、 年，我国城市化率已达到着城市化发展的成功与否。52.57%。按照城市化发展的 S 型曲线，我国正处国内学者对产业结构变迁与城市化的研究主在城市化发展的加速阶段。以农业剩余劳动力向要集中在两个方面。一是讨论中国城市化发展是非农产业部门转移为代表的产业结构大规模调整否滞后于产业结构变迁过程中的工业化。一些学必然会对城市化发展造成一定的影响，因此从产者认为中国城市化的发展滞后于工业化发展，在业结构变迁对城市化的影响角度讨论城市化问题，制度因素上主要在于城乡户籍制度造成农村大量总结我国过去产业结构演进对城市化的影响，具劳动力元法进入城市落户川以及我国长期的工业有重要的现实意义。优先发展战略2J。冯尚
4、春(2005)从经济因素而关于产业结构变迁与城市化发展的关系，国非制度因素上指出，造成我国城市化发展滞后于内外学者对此进行了大量研究。库兹涅茨(1991)工业化发展的原因主要在于我国三次产业的就业认为，随着经济和人口的高速增长，产业结构表现结构与产业结构存在一定的偏差。郭克莎(2002) 出明显的变动趋势，无论从产值还是就业的角度通过对 1952-2000 年中国工业化与城市化的偏差来看，第一产业所占比重逐渐减少，第二、兰产业分析，认为我国城市化发展并没有严重滞后于工比重逐渐增加，且经济增长一般伴随着城市化水业化。二是建立产业结构与城市化的计量模型进平的提高。钱纳里等人(1989)通过对 19
5、65 年 90 行实证分析。陈立俊和王克强(2010)从兰次产收稿日期:2014 -05 -29 作者简介:张学鹏(1966-)，男，甘肃平凉人，西北师范大学商学院教授，研究生导师，研究方向:产业经济学;李进伟(1989-)，男，吉林省吉林市人，西北师范大学商学院研究生，研究方向:产业经济学。基金项目:西北师范大学 2010 年青年教师科研能力提升计划项目;中国农业产业化组织模式研究;资助。总第 450 期张学鹏:产业结构变迁的城市化效应实证分析. 33 . 业的产值角度实证分析了产业结构与城市化之间构的相合程度;另一方面指的是产值结构和就业的互动关系。孙晓华和柴玲玲(2012)从三次产结构的
6、精合程度。产业结构的合理化调整会使劳业的就业角度证明了产业结构与城市化之间的长动力由收益率较低的产业向收益率较高的产业转期均衡关系，并指第三产业就业比重的增加是城移，劳动力结构的变化势必对城市化水平的提升市化水平提高的原因 O 杨文举(2007)利用 VAR 造成一定影响剖，由此产生假设 10 模型实证分析了 1978-2004 年中国城市化与产业假设 1:产业结构合理化对城市化发展具有促结构的长短期关系，证明了产业结构与城市化存进作用在长期的均衡关系，但是在短期关系上产业结构产业结构高级化的实质是指主导产业的更替，升级对城市化的影响为负。即主导产业从较低水平的第一产业依次更替为较尽管学者们对
7、产业结构与城市化发展进行了高水平的第二、三产业。从其发生的过程来看，可大量有益的实证研究，但仍存在一些不足:首先，以分为;四化;阶段:先是产业结构的重工业化，大多数学者都是从静态的角度分析产业结构与城是指在工业化发展阶段，重工业比重在轻重工业市化发展的关系，缺乏从动态的角度分析两者之结构中不断提高的过程;其次是产业结构的高加间的关系;其次，我国城市化水平在各区域之间差工化，指的是重工业化发展到一定阶段，加工组装距较大，应分地区对产业结构与城市化之间的关业的发展超过原材料工业的发展;再次是产业结系进行区域差异分析，而这方面的研究较少;最构的;软化指的是在生产过程中，体力劳动和后，大多数学者从产值
8、和就业的角度考察产业结物质资源的投入逐步减少，脑力劳动和知识的投构，缺少从产业结构合理化和高级化这两个角度入逐步增大，劳动和资本密集型产业的主导地位分析产业结构变迁对城市化发展的影响。因此，本日益被知识和技术密集型产业所取代;最后是产文先从理论上阐述产业结构合理化和高级化对城市业结构的服务化，指的是在产业结构的;软化;化发展的影响机制，并在此基础之上提出假设，然过程中，第三产业的比重不断上升，成为主导产后分别利用全国和区域两个层面的省级动态面板数业，逐步出现;经济服务化;趋势。可见，随着据实证检验产业结构变迁对城市化发展的影响。主导产业的更替，产业结构发生了质的变动，而这些变化最终决定了三次产
9、业之间产值及劳动力比二、理论支撑与研究假设例的变化，使得劳动力随着产值逐步由第一产业城市化的本质是社会经济的发展使各种生产向第二、三产业转移。由于非农产业只能在城市中要素从农业向非农业部门流动的过程，也就是产生存和发展，使得人口由农业向城市中的非农产业结构从以第一产业为重心逐步向以第二、兰产业转移，这本身就是城市化发展的过程。随着人口业为童心转移的过程。城市化进程必然伴随着产向城市聚集，需求增长必然会带动相关产业的聚业结构的调整，反过来产业结构的调整同样需要集与转移;产业的增多反过来又会更多地吸纳农以城市为依托，并对城市化的发展起到积极作用，村劳动力进入城市，从而达到产业与人口的高度他们之间存
10、在着一定的内在互动关系。聚集。在这一过程中，城市的基础设施逐步完善，产业结构变迁包含产业结构合理化和高级化城市功能优化以及城市的扩散效应逐步加强，进两个维度。产业结构合理化是指产业间存在比较一步加速了城市化的进程4J 由此产生假设 2。协调的关系，反映产业之间是否处于均衡状态;产假设 2:产业结构高级化对城市化发展具有促业结构高级化是指产业结构从低水平向高水平的进作用。发展过程。产业结构合理化是高级化的基础，只有城市化水平的变动是一个连续的动态过程，先实现产业结构合理化才能实现高级化，否则只与此相伴随的不仅是人们居住方式的改变，更为能是形式土的、空洞的高级化;反过来，产业结构重要的是经济发展水
11、平的提高、产业结构的变迁，高级化过程会进一步促进产业结构在更高层次上以及通过居民消费水平、消费观念、消费方式等所实现合理化。表现出的整个生活方式的变化。在这一动态过程产业结构合理化调整会加强产业间的关联度，中，上一期的城市化水平构成本期城市化的基础，这种关联度一方面指的是要素投入结构和产出结并对当期城市化的发展产生一定的影响，由此产34 商业研究 2014/10 生假设 3 好的消除解释变量与随机误差项之间的相关性，0 假设 3:城市化的水平变动具有惯性作用。从而有效地控制内生性问题。GMM 方法分为一阶差分 GMM 估计和系统 GMM 估计。Arellano 等三、实证检验(1995 )、B
12、lundell 等(1998)提出的系统 GMM 估(一)模型设定及回归方法计较一阶差分 GMM 估计有更好的有效样本性质，由于产业结构变迁只是影响城市化发展的一可极大地减小估计偏误，因此本文选用系统 GMM 个重要因素，因此需要加入控制变量作为其它影估计的一步法和两步法分别对模型进行估计，同响城市化发展的因素。在现实中，影响城市化发展时对模型所选取工具变量的有效性进行 Sargan 检的因素复杂并且难以衡量，本文借鉴 Frank 验和对模型残差的相关性进行 AR 检验。(2005) 5和干春晖(2011)6J 的做法，直接利用城(二)变量和数据的说明市化与产业结构的交叉项作为控制变量，设定动
13、本文采用普遍认可的人口比重法来衡量城市态面板数据模型为:化率，即城市化率就是城市人口占总人口的比重。Urbn=。+1Urbn-+21nTLit +)nTS+ 产业结构合理化重点衡量各产业之间的协调 it1it 4Urbnx lnTL+5【Jrbnx lnTS+i + U 关系，侧重考查产值结构与就业结构的桐合程度，it itit it t E(.)=E(ui，)=E(iUi，) = 0 (1) 因此可用产值结构与就业结构的偏离度作为衡量其中，i 代表地区，t 代表时间，Urban 代表城市产业结构合理化的替代变量，其公式为:化率，1nTL 代表产业结构合理化的对数，1nTS 代表 :, I Y
14、IL. .;. I YIY TL =亨 i 二 i 二:L_ 1 1=亨 1-11m YIL - 但同 IL- 产业结构高级化的对数， 【Jrbanx lnTL 为产业结构其中可j= 1，2，3)表示各次产业的增加值，合理化的对数与城市化的乘积，Urban x lnTS 为产 L;Cj = 1，2，3)表示各次产业的就业人口，Y 表示各业结构高级化的对数与城市化的乘积，t 代表不可地区生产总值，L 表示各地区二次产业的就业总人观测的地区效应，U 为随机误差项，并且不可观测 it 数。根据古典经济学假设，当经济均衡时，飞 IY= 的地区效应与随机误差项满足方程(1)。L/L，此时 TL= 0，产
15、业结构达到理想的合理化由于产业结构与城市化之间存在着内在互动状态，说明了产出结构和就业结构的良好搞合。在关系，这会导致解释变量之间存在内生性问题，并现实经济生活中，产业结构一般处于非均衡状态，造成普通最小二乘法估计结果的偏误。广义矩方即 TL 值越大，产业结构越不合理。法(GMM)估计通过选取合适的工具变量可以很表 l 原始数据的描述性统计变量定义观察值均值标准差最小值最大值 Urban 城市化率 403 0.462 o. 157 0.189 0.893 lnTL 产业结构合理化 403 O. 729 0.426 -0.16 2.2 lnTS 产业结构高级化 403 2.053 0.858 0
16、.49 5.06 Urbn 403 0.287 0.141 -0.143 0.64 * lnTL 城市化率与产业结构合理化乘积 Urbn * lnTS 城市化率与产业结构高级化乘积 403 1. 065 0.897 0.151 4.519 一般文献根据克拉克定律采用非农业产值比统计年鉴。相关数据的描述性统计见表 1。本文估重来衡量产业结构高级化即产业结构的重工业计结果基于 Statall 计算得出。化、高加工度化、;产业结构软化;以及服务化，(三)结果分析因此我们选用第二、三产业产值和与第一产业产为了比较系统 GMM 估计的准确性，应先对模值的比例作为产业结构高级化的替代变量，即:型进行混合效
17、应回归和固定效应回归，然后再分 Y, + Y, 别对模型进行一步系统 GMM 估计和两步系统 TS = -;-GMM 估计，结果如表 2 所示。在一步系统 GMM 数据使用 2000-2012 年中国大陆 31 个省份的估计中，由于选取的工具变量未能通过 Sargan 检面板数据，取自历年中国统计年鉴及各地方总第 450 期张学鹏:产业结构变迁的城市化效应实证分析 35 验，拒绝了所用工具变量都有效的假设，因此其估计量上偏，而固定效应回归会引起因变量滞后项计结果可能会有偏误。两步系统 GMM 估计通过了的估计量下偏7J。在本模型的两步系统 GMM 估计 Sargan 检验，并且 AR(1)和
18、AR(2)的检验结中，Urbanit-1 的系数为 0.854，处于混合估计回果显示，残差项的差分存在一阶序列相关，不存在归和固定效应回归中 Urbanit-1 的系数之间二阶序列相关，说明在两步系统 GMM 估计中，选(0.8330.895)，进一步说明了两步系统 GMM估取的工具变量是有效的。计结果的一致性，因此本文选用两步系统 GMM 估通常提合效应回归会引起因变量滞后项的估计的结果来解释模型。表 2 全国层面回归结果因变量=urban 混合效应回归固定效应回归一步系统 GMM 估计两步系统GMM 估计 Urbani0.895 毗*0.833 事巾*0.848 ，事 0.854 .布 l
19、-l (63.24 ) (42.88) (20.91) (68.52) -0.031 享享 *-0.056事*-0.066 ，事 lnTL -0.062; ( -8.46) ( -9.30) ( -3.78) ( -16.52) , -0.032 ，事-0.022 事*-0.024 事，lnTS -0.004 (一 1.73( -6.63) ( -2.29) ( -8.18) ) 0.065 0.118 串串 0.124 ，事 0.127 ，事, , Urban * lnTL (7.01) (9. 14 ) (4.37) (18.05) 0.015 .华*0.053; , 0.035 . 0.
20、037 . Urban * InTS (4.05) (8.34 ) (2.99) (10.70) 0.055 华*事 O. 103 0.098 , , , 0.100; C (8.89 ) (10.38) (3.98) (13.60) Sargan test ( P) 0.00 1.00 AR( 1) test( P) 0.001 0.001 AR(2) test( P) 0.187 0.178 注:*分别表示在 1%，5%、10%的显著性水平下显著;括号中为 t 统计值。GMM 估计中选取urbn_. it1ur 古 an* lnTL、urban* InTS 的滞后 1 阶和 2 阶为工具变
21、量。从表 2 中可以看出，对城市化发展影响最显著不会对城市化水平的提升造成负面影响，即城市的是 Urban_，其回归系数 1= 0.854 ，说明上化水平的发展较慢时，可以容忍一定程度的产业 it1 一期的城市化发展对当期城市化的发展具有明显结构不合理;当产业结构趋于合理时，其对城市化的促进作用，城市化水平的变动具有 d 惯性作用，证发展的抑制作用减小(促进城市化发展)，并通过明了假设 3 是成立的。其影响机制为:城市化水平与其它影响城市化发展的因素之间的相互作用间的提高带动农业劳动力向非农产业转移，产业结接地剌激城市化水平的提高。因此，假设 2 也得到构升级引起经济增长，经济增长又会加快要素
22、流了验证。动，使得要素的投入和需求扩张，进而加速城市化产业结构高级化的回归系数品=一 0.024，说进程的发展。明我国产业结构高级化未能直接促进城市化发展，lnTL 的回归系数 2= -0.066 ，说明产业结构但是=0.037 ，说明产业结构高级化与影响城不合理(lnTL 值的增加)会直接对城市化水平的市化发展的其它因素之间的相互作用间接地对城发展会造成一定的抑制作用。?4= 0.127 ，说明产市化发展产生正向的促进作用;且|3I 5 意味业结构合理化与影响城市化发展的其它因素之间着产业结构高级化虽不能直接对城市化的发展造的相互作用间接地对城市化发展具有正向的影响。成正向的促进作用，但是通
23、过间接效应仍然可以|2 I 1，:4 1意味着:当 lnTL 值不是很大的时候，对城市化的发展起到一定的促进作用，这证明了36 商业研究 2014/10 假设 2 的成立。产业结构变迁对城市化发展的正向作用主要来源综上，2000 年以来，中国产业结构变迁对城于产业结构合理化，但在中部地区，这一作用并不市化发展的正向作用主要是依靠产业结构的合理显著，Urbn x lnTL 的回归系数 4 未能通过显著性化调整来实现的，产业结构高级化对城市化的促检验，这主要是由于中部地区只有 8 个省份，截面进作用相对很小，究其原因，可能有以下几点:数较小，对参数估计造成了一定的影响;产业结构(1)我国的户籍制度
24、已经成为了城市化发展的重高级化未能直接对城市化发展的起到促进作用，要障碍，具体表现在长期服务于城市二、三产业的而是通过与影响城市化发展的其它因素之间的相外来务工人员户口依旧在农村，无法落户城市，这互作用间接地对城市化发展起到一定促进作用。使得我国就业结构升级滞后于产值结构的升级，表 3 分区域回归结果从而导致其对城市化发展的拉动作用被屏蔽(2)因变量=urban 东部中部西部表 1 中显示，我国产业结构合理化的均值为 Urban_0.302 ，事 -O. 641 0.240 it1 0.742，说明我国产业结构还不十分合理，在产业(2.34) (-0.12) ( 1. 28) 结构不够合理的情
25、况下，片面地追求产业结构的-o. 365 , , lnTL 一 o.191 事*一 o.122 , , 高级化，未能对城市化发展起到应有的促进作用;( -5. 45) ( -1. 95) ( -3. 74) (3)目前我国仍处于工业化阶段，工业产值在一 O.147 ，事-0.177 -0.116 牢牢咿 lnTS GDP 中占据主导地位，而工业部门吸收农村劳动( -4. 13) (-1.92) ( -5. 12) 力的能力已趋近饱和，就业弹性较大的第兰产业 0.536 , , 0.279 晦., Urbn * lnTL 0.302 从改革开放以来虽取得了一定的发展，但与发达(6. 16) (1
26、. 48) (3.64) 国家相比较，差距仍然较大，还不足以吸收大量农 Urbn 0.195 0.255 串串 * * lnTS 0.418 村劳动力，产业结构;四化;中的服务化还有很(4.85 ) (1. 73) (4.91) 长的路要走。0.500 事，, 0.490 0.345 , (囚)分区域回归检验 C (4.86 ) (2.04) (4.41 ) 由于我国幅员辽阔，东部沿海与西部内陆经 Sargan test ( P) 1. 00 1.00 1. 00 济发展不平衡，2012 年我国上海城市化率接近 AR(1) test( P) 0.024 0.089 0.036 90% ，而西部
27、大部分地区城市化率在 30%-40%, AR(2) test( P) 0.613 0.335 0.373 城市化水平发展在区域之间差异较大，因此我们注 GMM 估计中仍选取 urban;_l urban * lnTL、将对东、中、西三个地区分别用系统 GMM 估计来旷归 n* ln 凹的滞后 l 阶和 2 阶为工具变量。进行实证检验。由于两步系统 GMM 估计在全国数据的回归分析中取得了较好的结果，这里将直接在城市化的滞后一期对当期城市化发展的影采用两步系统 GMM 估计分别对三个地区进行动态响上，三个地区呈现出不同的结果，东部地区面板回归分析。由于 GMM 估计应尽可能满足;大 Urbn?_
28、l 的回归系数为 0.302，说明上一期城市化 N 小 T;的特征，其估计偏误在给定截面数据 N 的的发展可以促进当期城市化的发展，但中部和西情况下，随时间 T 的减少而减小，而东、中、西部地区的回归结果都未能通过显著性检验，说明部主个地区分别包括11、8、12 个省市，因此在分对于中部和西部而言，城市化发展的惯性作用并地区的回归中本文采用 2006-2012 年 7 个年份的不显著，主要原因在于中西部城市化发展相对落动态面板数据。表 3 为产业结构变迁对城市化发展后，尤其是西部个别地区(如西藏等)城市化率的分区域回归结果。还不到 30%，城市化发展速度较慢，再加之经济由表 3 可知，东、中、
29、西部都通过了模型的相发展相对落后，导致城市化的发展并不能通过产关性检验，Sargan 检验结果接受了所有工具变量都业结构优化升级加速要素之间的流动，从而加速有效的原假设，残差差分项的 AR 检验显示存在一城市化的发展。阶相关性，不存在二阶相关性。从回归结果上看，综上所述，对于假设 1、2，分区域与全国的检东、中、西三个地区产业结构合理化和高级化对城验结果基本一致，即假设 1 和 2 成立;而假设 3 仅市化发展的影响同全国数据的回归结果基本一致，在东部地区成立，在中、西部地区未能得到支持。37 . 总第 450 期张学鹏:产业结构变迁的城市化效应实证分析发挥集聚效应，吸收农村剩余劳动力，真正实
30、现以四、结论与政策含义产业结构服务化为基础的产业结构高级化，以加本文从理论上阐述了产业结构变迁影响城市速城市化的发展。化发展的作用机制，并提出了产业结构变迁影响最后，我国地区之间城市化水平差异较大，各城市化发展的 3 个假设，然后分别利用全国和区域地区应当根据自身的情况因地制宜地采取适当的省级面板数据实证检验了产业结构合理化和高级产业结构调整政策。对于城市化水平较低的中、西化对城市化发展的影响。研究结果显示(1)城部地区，片面地追求产业结构高级化势必会对城市化水平的发展具有惯性作用，即上一期城市化市化的发展造成不利的影响，因而应发展劳动密的发展水平对当期城市化水平的发展具有正向的集型产业，大量
31、吸收农村劳动力，促进产业结构与促进作用;但在分区域回归分析中，中部和西部地城市化的协调发展。区的城市化水平的变动并未表现出惯性作用。(2)参考文献:产业结构的合理化对城市化水平的发展具有正向 1 J 夏小林，王小鲁.中国城市化的进程分析-兼评;城的促进作用，而产业结构高级化对城市化发展的市化方针;1.改革，2002(2) :34 -38. 正向作用并不显著，造成这种现象的原因包括城2J 干春晖，余典范. 城市化与产业结构的战略性调整与乡户籍制度、我国仍处在工业化发展阶段以及产升级JJ.上海财经大学学报，23(8):3-10.业结构还不十分合理等。3J 程必定.论我国结构转换型城市化JJ.中国工业经根据以上结论，政府在制定推动城市化发展济，2003(8):44-49. 的产业结构政策时应注意以下几点:4J 黄晓军，李诚固，黄馨.东北地区城市化与产业结构首先，应把重点放在加快产业结构的合理化演变相互作用
