城镇化、市场化与产业结构升级研究

2019-09-10闫星宇许士道

产业经济评论 2019年1期

闫星宇许士道

摘要：本文选取我国30个省区市2003-2016年的面板数据，研究城镇化与市场化对各地区产业结构升级的影响。实证结果表明，市场化作为城镇化影响产业结构升级的中介变量，中介效应显著，城镇化和市场化均显著促进了产业结构升级。而城镇化和市场化的空间外溢性检验表明，本地市场化程度提高对其他地区的产业结构升级有显著的促进作用，存在显著的外溢性，但城镇化的外溢性不明显。

关键词：城镇化;市场化;产业结构升级;中介效应;空间经济学

一、问题提出

城镇化和产业结构升级都是国家层面的战略举措，我国也确实取得了世界瞩目的成就。比如2017年常住人口城镇化率为58.52%，比2012年提高5_95个百分点。而2017年第三产业增加值的GDP占比51.6%，比2012年提高7个百分点。但和发达国家80%的常住人口城镇化率、第三产业增加值GDP占比相比，我国还有很大差距，这也正是我国最大的内需潜力和发展动能所在。与此同时，以完善产权制度和要素市场化配置为重点的市场化改革也在不断完善之中。

随着国际化程度的加深及国内经济环境的变化，我国无法继续维持人口红利和低要素价格的优势，经济发展长期面临下行的压力（高波，2012）。正如十九大报告所指出的，我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，正处于转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期。亟需通过进一步产业升级释放发展能量、为推进新型城镇化提供发展空间，重新审视城镇化、市场化和产业结构升级的内在关系也就更具现实意义。

关于城镇化对产业结构升级影响的研究。Whiteheada等（2006）认为，城镇化通过创造合适的环境条件，能带动产业结构发展。Henderson（2000）的研究表明，与国家规模相匹配的城镇化进程有助于产业发展，带动产业结构转型。Kolko（2010）和Michaels等（2012）通过实证研究表明，城镇化能促进不同产业之间的协调发展，促进产业分工及重组，同时带来产业或要素的集聚，从而推动产业结构升级。刘志彪（2010）则指出，产业转型升级，尤其是战略性新兴产业升级能够解决我国经济发展中的不良问题，产业升级关键在于选择进一步城镇化。沈正平（2013）分析了城镇化与产业结构升级的互动机制，认为提升城镇化质量有利于拉动产业结构调整升级并促进产业合理布局，而优化产业结构有利于推动城镇转型发展和城镇化质量提高。吴福象和沈浩平（2013）、孙叶飞等（2016）通过构建各自的新型城镇化指标，认为新型城镇化对产业结构升级具有显著的促进作用。杨钧和罗能生（2017）从农村城镇化的角度出发，认为城镇化对产业结构升级的影响是非线性的，城镇化对农村第三产业占比和农村产业结构偏离的影响路径是U型的，而且不同区域的影响不同。

关于市场化对产业结构升级影响的研究。Baumol等（1977）、Bailey和Panzar（1981）、Baumol等（1982）认为，市场的可竞争程度增加能够带来产业结构的进一步演进。江胜名等（2016）从市场化和政府两个角度，认为市场化可以修正由政府干预对产业结构升级带来的不利影响。黄金升等（2017）的研究表明，市场化水平较高使得工业地价上涨与产业结构升级、产业结构优化的方向具有同一性。纪玉俊和周璐（2017）基于门限模型的实证发现，市场化水平越高的地区，人力资本通过市场化对产业结构升级的促进作用越强。刘美平和吴良平（2008）表明在“拟市场化”过程中，产业结构升级的驱动力发生了从单一驱动向多元驱动、从行政驱动向制度驱动、从封闭驱动向开放驱动等多维驱动的转变，带来产业结构的加速升级。

现有研究主要是单独考虑城镇化或市场化对产业结构升级的影响，而城镇化进程的加快，必然伴随着市场化改革的进一步完善，单一考虑城镇化或者市场化对产业结构升级的影响，忽略城镇化和市场化两者互动对产业结构升级的影响，会低估城镇化或市场化的作用。因此，本文将把城镇化和市场化的互动纳入产业结构升级影响的讨论范畴。

同时，随着市场化和交通基础设施的不断完善，劳动力等生产要素的跨区域流动愈发便利，各地区的经济联系愈加紧密。因此，本文还基于空间经济学，研究本地区的城镇化和市场化对其他地区产业结构升级的影响。

一、模型设定与变量说明

（一）数据选取和模型设定

由于我国的国民行业分类标准在2003年发生变动，为了保持数据统计口径的一致性，本文选取除西藏、港澳台以外的三十个省区市2003-2016年的面板数据进行实证研究，通过建立模型（1）檢验城镇化对产业结构升级的影响，建立模型（2）检验城镇化对市场化的影响，只有在城镇化对市场化的影响显著的基础上才能对市场化的中介效应进行检验;模型（3）则同时加入城镇化和市场化两个变量，来检验二者对产业结构升级的影响，并区分市场化对产业结构升级的影响是部分中介效应还是完全中介效应。X表示控制变量。

其中，i表示省份，i表示年份，Inurban和Inmrrket为模型考察的核心变量，分别表示城镇化和场市化，X为其他控制变量的集合，ε表示随机误差项。借鉴现有文献，在研究产业结构升级的过程中，本文还综合考虑了政府、对外开放、国民需求等因素对产业结构升级的影响，详见下文。

（二）变量说明

1.因变量。upgrade表示产业结构升级。本文使用汪伟等（2015）的产业结构升级指标：

其中Si表示第i产业占GDP的比重。

2.核心解释变量。urban表示城镇化，采用各地区城市人口占总人口的比重来表示。城镇化越高的地区，城市内部分工越明确，甚至会出现部分专业化城市。人口的城镇化会带来土地的大量流转，过多的城镇人口将加大对城市建设的需求，一方面，城镇化的加快，能够将相对过剩的生产能力引导至以城镇化为主体的基础设施建设上来，另一方面，城镇化水平越高，城市内部的消费和需求结构变得更加多元化，对各个产业的发展起到一定的引导作用。

本文使用market表示市场化。对于各地区的市场化水平的衡量，引用较多的是樊纲、王小鲁等人（2010; 2017）建立的一套时间跨度较长的市场化指数，但因其使用数据资料的调整和计算的基期年份不同导致核算的口径不同，其市场化指标分为1997-2007年和2008-2014年两个阶段，因而不具有可比性。郝大海和李路路（2003）、韦倩等（2014）证明了使用非国有企业职工的比重和非国有企业产值的比重来衡量市场化的合理性，并分别证明了在相应的样本区间，这两个指标与樊纲等的市场化指数具有良好的趋势一致性，因此，本文使用非国有企业职工数占地区全部职工之比来表示市场化水平。

3.控制变量。finance表示财政支出，使用各地区财政支出来表示，衡量政府活动对经济的影响;old表示人口老龄化程度，使用各地区老龄人口占总人口的比重来表示;ainvest为固定资产投资，使用各地区全社会固定资产投资来表示;ftrade表示进出口，衡量对外贸易对我国产业结构升级的影响，使用各地区进出口总额占GDP的比重来表示;pgdp表示人均GDP，衡量人均消费变动对产业结构升级的影响;edu表示人力资本，使用平均受教育年限来表示，通常的计算方法为：edu=小学x6+初中X9+高中x12+本科x16+硕士及以上x19; rdqd表示研发强度，为了避免地区经济发展不平衡带来的R&D支出规模的绝对差异，本文使用各地区的研发强度来衡量各地区的R&D支出对产业结构升级的影响。同时，考虑R&D支出对人力资本的影响，模型中还加入了二者的交互项。

本文使用的数据来源于《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》、全国科技经费投入统计公报、2010第六次人口普查公报。各指标均使用相应的价格指数进行平减，折算成2003年当年的不变价，部分缺失数据采用三年移动平均得到。

三、实证结果分析

表l是各变量未取对数时的描述性统计，使用的回归软件为Stata13.0。从表1中可看出，我国各地区的产业结构升级指数存在一定的差异，城镇化和市场化指数的差异较大，表明我国各地区的城镇化和市场化发展不平衡，地区之间的差异明显。

为了避免极端值对回归结果的影响，本文在回归之前对各变量进行了1%的缩尾处理。经Hausman检验和F检验可知，本文的模型应当使用固定效应估计，回归结果如表2所示。

表2列示了（1）一（3）式的回归结果，模式（1）表明，城镇化对产业结构升级产生了显著的促进作用;模式（2）表明城镇化显著促进了市场化程度的提升，这为本文的中介模型检验提供了前提;通过模式（3）和（4）可知，市场化在城镇化促进产业结构升级过程中产生了部分中介效应。模式（5）、（6）、（7）列示了城镇化和市场化对产业结构升级的作用，在控制了其他控制变量的基础上，城镇化和市场化对产业结构升级具有显著的促进作用。

具体而言，城镇化对产业结构升级系数的影响显著为正，这表明人口城镇化的加快使得地区内部的生产和消费结构发生变动。由于城市内部耕地的缺乏，相对于第一产业的土地和第二产业需要大量的厂房和设备而言，第三产业的经济活动更容易开展，同时，城镇人口的增加使得城市内部建设的需求增大，无论是生产性服务业还是生活性服务业的需求都逐步提升。随着城镇化水平的提高，城市内部的消费和需求结构变得多元化。从产业结构升级的需求动力角度来看，城市人口的增加，可以部分消化我国当前社会多余的生产能力，消费需求增加的同时还能解决大量的就业问题，并促进生产力等生产要素在产业间的转移;从产业结构升级的效率角度来看，城市的集聚和城镇化的加快使得分散的人口实现集聚，降低城市生产的人均能耗，并有可能实现耕地资源的节约，提高城市发展的单位效率并优化城市的经济结构，最终促进地区的产业结构升级。

市场化对产业结构升级的作用显著为正，表明市场化水平越高的地区，生产要素流动越充分。在社会主义特色市场经济条件下，市场是配置生产要素的决定性力量，生产要素在不同部门和生产环节之间的流动和重组，主要依靠市场竞争和价格机制来实现。市场化水平的提高使价格机制对要素流动的影响更加明显，不同行业之间的竞争最终会实现资源的更有效配置。因此，市场化程度越高，生产要素的配置效率越高，经济发展的内在动能发生转变;同时，市场经济的自由竞争机制和淘汰机制也能推动产业发展，实现产业结构的优化升级。

关于控制变量。进出口对产业结构升级系數变动影响并不显著，人口老龄化程度、人力资本、政府的财政支出、全社会固定资产投资对产业结构升级的影响为正，R&D研发强度对产业结构升级的影响为负，但从研发强度和人力资本的交互项上看，只要R&D支出形成了人力资本，R&D支出便会对产业结构升级产生促进作用。

值得注意的是，人均GDP对产业结构升级的影响显著为负。通常而言，随着生活水平的提高，人们用于服务品的消费越来越多，人们对产品和服务的多样化和个性化的要求也逐渐提高，这将对产业结构升级产生促进作用。而本文的实证结果与通常的预期并不相符，可能的原因在于：一方面，人均GDP只是GDP和人口的算术平均，并不能很好地反映居民的普遍收入水平。近年来，我国的基尼系数一直维持在0.46以上，超过了国际警戒线0.4，收入分配的不均使得尽管人均GDP在提升，但人均GDP增加并没有带来人均可支配收入的全面提升;另一方面，我国居民收入不断增长，但居民收入占GDP的比重却不断下降，即居民收入增长的比率低于GDP增长的比率，这表明我国居民的劳动收入份额在下降，而同时我国政府财政收入的比率却连年呈现两位数以上的增长，“强政府”特征挤占了居民收入分配份额，因而人均GDP的增加并没有带来对第三产业的更高的需求，这实际上反映了广大居民的有效消费不足。

四、空间性检验：城镇化与市场化的外溢性

现有研究主要关注各区域内部的经济关联，随着各地区人口和要素流动的增加，各地区之间经济因素相互独立的假设不再成立，恰恰相反，地理距离或经济上的相关程度使得各省份之间的联系愈发紧密。本文从空间经济学视角，考虑城镇化和市场化在空间上的相关性和外溢性，并基于空间自相关模型（SAR）和空间误差模型（SEM），设立如下模型：

模型（5）、（6）分别对应空间自相关模型及空间误差模型。其中t-l表示被解释变量的滞后一期，pd，X表示解释变量的空间滞后，di表示相应空间权重矩阵第i行;模型（6）中的mi表示扰动项空间权重矩阵的第i行。Wu即本文使用的空间权重矩阵，关于空间权重矩阵的设立，本文采用三种空间矩阵：地理距离矩阵、经济距离矩阵、相邻矩阵。

1.地理距离矩阵采用各省份省会之间的直线距离dij的倒数来表示;对于省份内部距离Wdij的设定，借鉴Head和Mayer（2000）的做法，设定，其中，表示各省市的面积，为了计算过程的简化，地理距离矩阵经过标准化为行元素之和为1，记标准化后的权重矩阵为：

2.经济距离矩阵WUe综合了地区之间的地理距离因素和经济因素（余泳泽和刘大勇，2013），计算公式为：

其中，diag表示对角矩阵，其对角元素Yn/Y表示第i个省（市）在样本期内GDP的均值比上一个样本期内全国GDP的均值。同样，本文将经济距离矩阵标准化为行元素之和为1，记标准化之后的权重矩阵为：

3.相邻矩阵采用0-1矩阵，若两省市相邻则对应元素取1，否则取0。值得注意的是，海南省与任一省份均不相邻，但考虑到海南省和广东省及广西壮族自治区的距离较近，且经济往来密切，所以设定海南省与广东省及广西壮族自治区的对应元素为1。

本文首先检验了城镇化和市场化因素的“空间性”特征，即城镇化与市场化是否存在地区之间的相关性。附表1报告了城镇化和市场化的莫兰指数（MoranI）。从莫兰指数可以看出，城镇化和市场化两变量在不同矩阵下的显著性水平并不相同，且不同年份的显著性也不尽相同，有的年份显著相关，有的年份显著性水平不高。可以发现，各省市之间存在着一定的空间相关性，因此，对二者的“空间性”的研究是合理的。

表3呈现了空间计量模型的回归结果。从结果中可以看出，无论使用地理距离矩阵、经济距离矩阵还是相邻矩阵，市场化变量的系数均显著为正，这表明市场化有显著的外溢性，一个地区市场化程度的完善会促进其他地区的产业结构升级。原因在于，在交通条件愈发便捷的情况下，一个地区的市场化程度若低于周围地区，则本地区的生产要素将发生撤离，并最终流入市场化程度较高的地区。

城镇化的系数均为正，但均不显著，这表明一个地区的城镇化水平会促进其他地区的产业结构升级，但这种促进作用依然十分有限。原因在于，相对于生产要素的跨区域流动，由于户籍制度的存在，人口的流动存在大量的阻碍，各地的购房政策和落户政策限制了人口跨区域的自由流动，在此条件下，本地区的城镇化水平并没有能够显著促进其他地区的产业结构升级。

同时，空间相关性的系数p和λ的系数均高度显著，因而可以强烈拒绝“无空间自相关”的原假设。通过上述分析可认为各地区之间的城镇化和市场化存在显著的空间外溢性，对其他地区产业结构升级存在一定的促进作用。

五、稳健性检验

本文实证检验了城镇化和市场化对产业结构升级的影响，结果表明城镇化和市场化均会对产业结构升级产生正向的影响，但是研究过程中可能存在一定的内生性问题。引致内生性的问题可能有两个，一是自变量和因变量之间存在双向因果关系，即城镇化和市场化促进了产业结构升级，产业结构升级又反向促进了地区城镇化和市场化程度;二是遗漏变量问题，尽管本文的实证过程控制了较多的变量，但是难以穷尽产业结构升级的影响因素，因而不可避免地存在部分由遗漏变量导致的内生性问题。为了保证本文研究结果的稳健性，本文采用工具变量法对模型进行重新回归。对于工具变量的选取，本文使用城镇化的一阶滞后项作为城镇化的工具变量;对于市场化的工具变量，本文选用非国有企业职工工资占比作为其工具变量。之所以选择非国有企业职工工资占比而非非国有企业产值占比（韦倩等，2014）作为工具变量的原因是，国有企业由于所属关系的特殊性，其生产率一般被认为低于非国有企业的生产率，因而选择非国有企业产值占比来衡量市场化指标可能会夸大市场化指标的作用，无法保证本文检验的稳健性，因此本文采用非国有企业职工工资占比作为工具变量，并代入模型进行稳健性检验。回归结果如表4所示。

从稳健性检验的结果来看，城镇化和市场化对产业结构升级系数的影响依1日显著为正，其余变量的系数、符号与显著性水平未发生明显变化，此稳健性结果与本文前述的回归结果相一致，这表明本文得出的研究结论是稳健的。

六、结论与建议

本文选取了全国30个省区市2003 2016年的面板数据，研究城镇化与市场化对各地区产业结构升级的影响。实证结果表明，市场化作为城镇化对产业结构升级的中介变量，中介效应显著，城镇化和市场化显著促进了产业结构升级。而本文关于城镇化和市场化的外溢性检验则表明，市场化程度在空间上存在显著的外溢性，对其他地区的产业结构升级有显著的促进作用，但城镇化对其他地区的产业结构升级的促进作用并不明显。

因此，城镇化的推进要以人为核心，避免盲目城镇建设引发“空城”现象①，避免城镇化建设过程中忽略人口流动规律和现有经济体制运行规律的行为，合理引导农业人口渐进有序地实现市民化。努力推進户籍制度改革，社保的缴纳、使用和转移以及教育、养老、医疗等公共资源逐渐实现平等化，公共服务覆盖所有常住人口，避免现有的户籍歧视。同时，为了实现城镇化对其他地区的溢出效应，需完善各地交通运输网络，强化城市群、城市圈的交通联系，加快形成城市间交通一体化，改善中小城市及小城镇的交通网络，使得区域内部城镇格局得到有效支撑，区域之间城镇群落格局实现共同发展。

加速市场化进程必须加强市场化改革的力度和范围，稳步推进产品市场、生产要素市场、金融市场、利率市场、外汇市场等市场化改革，加大改革开放的力度，全面融入全球价值链分工体系，放宽各类市场的准入标准，逐步允许外国资本的进入，完善国内各类市场的竞争机制，实现资源更加有效的配置。与此同时，需建立严密的法律制度，通过法律形式确认财产所有权，废除妨碍市场有效运行的规定和市场行为，为市场资源的有效流动提供制度保障。减少政府对经济不必要的行政干预，减少专项转移支付，取消对部分产业的政策扶植，同时停止使用各级财政资金对企业生产经营活动的直接补贴，加速无效率企业的淘汰。

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