张学鹏+李进伟

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假说，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：A

一、问题的提出

21世纪以来，在中国“低价工业化”时期即将结束、“高成本城市化”已经启动的背景下，城市化已经成为我国扩大内需、解决“三农”问题的重要路径。到2012年，我国城市化率已达到5257%。按照城市化发展的S型曲线，我国正处在城市化发展的加速阶段。以农业剩余劳动力向非农产业部门转移为代表的产业结构大规模调整必然会对城市化发展造成一定的影响，因此从产业结构变迁对城市化的影响角度讨论城市化问题，总结我国过去产业结构演进对城市化的影响，具有重要的现实意义。

关于产业结构变迁与城市化发展的关系，国内外学者对此进行了大量研究。库兹涅茨（1991）认为，随着经济和人口的高速增长，产业结构表现出明显的变动趋势，无论从产值还是就业的角度来看，第一产业所占比重逐渐减少，第二、三产业比重逐渐增加，且经济增长一般伴随着城市化水平的提高。钱纳里等人（1989）通过对1965年90个国家或地区的城市化、产业结构以及经济增长的实证分析，发现随着劳动力从初级产品制造行业转移到工业和服务业，城市人口比例也将升高。Glaeser（2005）认为产业结构的调整应与当前城市化发展水平相适应，两者相互适应的能力关系着城市化发展的成功与否。

国内学者对产业结构变迁与城市化的研究主要集中在两个方面。一是讨论中国城市化发展是否滞后于产业结构变迁过程中的工业化。一些学者认为中国城市化的发展滞后于工业化发展，在制度因素上主要在于城乡户籍制度造成农村大量劳动力无法进入城市落户[1]以及我国长期的工业优先发展战略[2]。冯尚春（2005）从经济因素而非制度因素上指出，造成我国城市化发展滞后于工业化发展的原因主要在于我国三次产业的就业结构与产业结构存在一定的偏差。郭克莎（2002） 通过对1952-2000年中国工业化与城市化的偏差分析，认为我国城市化发展并没有严重滞后于工业化。二是建立产业结构与城市化的计量模型进行实证分析。陈立俊和王克强（2010）从三次产业的产值角度实证分析了产业结构与城市化之间的互动关系。孙晓华和柴玲玲（2012）从三次产业的就业角度证明了产业结构与城市化之间的长期均衡关系，并指第三产业就业比重的增加是城市化水平提高的原因。杨文举（2007）利用VAR模型实证分析了1978-2004年中国城市化与产业结构的长短期关系，证明了产业结构与城市化存在长期的均衡关系，但是在短期关系上产业结构升级对城市化的影响为负。

尽管学者们对产业结构与城市化发展进行了大量有益的实证研究，但仍存在一些不足：首先，大多数学者都是从静态的角度分析产业结构与城市化发展的关系，缺乏从动态的角度分析两者之间的关系；其次，我国城市化水平在各区域之间差距较大，应分地区对产业结构与城市化之间的关系进行区域差异分析，而这方面的研究较少；最后，大多数学者从产值和就业的角度考察产业结构，缺少从产业结构合理化和高级化这两个角度分析产业结构变迁对城市化发展的影响。因此，本文先从理论上阐述产业结构合理化和高级化对城市化发展的影响机制，并在此基础之上提出假设，然后分别利用全国和区域两个层面的省级动态面板数据实证检验产业结构变迁对城市化发展的影响。

二、理论支撑与研究假设

城市化的本质是社会经济的发展使各种生产要素从农业向非农业部门流动的过程，也就是产业结构从以第一产业为重心逐步向以第二、三产业为重心转移的过程。城市化进程必然伴随着产业结构的调整，反过来产业结构的调整同样需要以城市为依托，并对城市化的发展起到积极作用，他们之间存在着一定的内在互动关系。

产业结构变迁包含产业结构合理化和高级化两个维度。产业结构合理化是指产业间存在比较协调的关系，反映产业之间是否处于均衡状态；产业结构高级化是指产业结构从低水平向高水平的发展过程。产业结构合理化是高级化的基础，只有先实现产业结构合理化才能实现高级化，否则只能是形式上的、空洞的高级化；反过来，产业结构高级化过程会进一步促进产业结构在更高层次上实现合理化。

产业结构合理化调整会加强产业间的关联度，这种关联度一方面指的是要素投入结构和产出结构的耦合程度；另一方面指的是产值结构和就业结构的耦合程度。产业结构的合理化调整会使劳动力由收益率较低的产业向收益率较高的产业转移，劳动力结构的变化势必对城市化水平的提升造成一定影响[3]，由此产生假设1。

假设1：产业结构合理化对城市化发展具有促进作用

产业结构高级化的实质是指主导产业的更替，即主导产业从较低水平的第一产业依次更替为较高水平的第二、三产业。从其发生的过程来看，可以分为“四化”阶段：先是产业结构的重工业化，是指在工业化发展阶段，重工业比重在轻重工业结构中不断提高的过程；其次是产业结构的高加工化，指的是重工业化发展到一定阶段，加工组装业的发展超过原材料工业的发展；再次是产业结构的“软化”，指的是在生产过程中，体力劳动和物质资源的投入逐步减少，脑力劳动和知识的投入逐步增大，劳动和资本密集型产业的主导地位日益被知识和技术密集型产业所取代；最后是产业结构的服务化，指的是在产业结构的“软化”过程中，第三产业的比重不断上升，成为主导产业，逐步出现“经济服务化”趋势。可见，随着主导产业的更替，产业结构发生了质的变动，而这些变化最终决定了三次产业之间产值及劳动力比例的变化，使得劳动力随着产值逐步由第一产业向第二、三产业转移。由于非农产业只能在城市中生存和发展，使得人口由农业向城市中的非农产业转移，这本身就是城市化发展的过程。随着人口向城市聚集，需求增长必然会带动相关产业的聚集与转移；产业的增多反过来又会更多地吸纳农村劳动力进入城市，从而达到产业与人口的高度聚集。在这一过程中，城市的基础设施逐步完善，城市功能优化以及城市的扩散效应逐步加强，进一步加速了城市化的进程[4]，由此产生假设2。endprint

假设2：产业结构高级化对城市化发展具有促进作用。

城市化水平的变动是一个连续的动态过程，与此相伴随的不仅是人们居住方式的改变，更为重要的是经济发展水平的提高、产业结构的变迁，以及通过居民消费水平、消费观念、消费方式等所表现出的整个生活方式的变化。在这一动态过程中，上一期的城市化水平构成本期城市化的基础，并对当期城市化的发展产生一定的影响，由此产生假设3。

假设3：城市化的水平变动具有惯性作用。

三、实证检验

（一）模型设定及回归方法

由于产业结构变迁只是影响城市化发展的一个重要因素，因此需要加入控制变量作为其它影响城市化发展的因素。在现实中，影响城市化发展的因素复杂并且难以衡量，本文借鉴Frank（2005）[5]和干春晖（2011）[6]的做法，直接利用城市化与产业结构的交叉项作为控制变量，设定动态面板数据模型为：

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

E（γi）=E（uit）=E（γiuit）=0（1）

其中，i代表地区，t代表时间，Urban代表城市化率，lnTL代表产业结构合理化的对数，lnTS代表产业结构高级化的对数，Urban×lnTL为产业结构合理化的对数与城市化的乘积，Urban×lnTS为产业结构高级化的对数与城市化的乘积，γi代表不可观测的地区效应，uit为随机误差项，并且不可观测的地区效应与随机误差项满足方程（1）。

由于产业结构与城市化之间存在着内在互动关系，这会导致解释变量之间存在内生性问题，并造成普通最小二乘法估计结果的偏误。广义矩方法（GMM）估计通过选取合适的工具变量可以很好的消除解释变量与随机误差项之间的相关性，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（1995）、Blundell等（1998）提出的系统GMM估计较一阶差分GMM估计有更好的有效样本性质，可极大地减小估计偏误，因此本文选用系统GMM估计的一步法和两步法分别对模型进行估计，同时对模型所选取工具变量的有效性进行Sargan检验和对模型残差的相关性进行AR检验。

（二）变量和数据的说明

本文采用普遍认可的人口比重法来衡量城市化率，即城市化率就是城市人口占总人口的比重。

产业结构合理化重点衡量各产业之间的协调关系，侧重考查产值结构与就业结构的耦合程度，因此可用产值结构与就业结构的偏离度作为衡量产业结构合理化的替代变量，其公式为：

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）表示各次产业的增加值，Lj（j=1，2，3）表示各次产业的就业人口，Y表示各地区生产总值，L表示各地区三次产业的就业总人数。根据古典经济学假设，当经济均衡时，Yj/Y=Lj/L，此时TL=0，产业结构达到理想的合理化状态，说明了产出结构和就业结构的良好耦合。在现实经济生活中，产业结构一般处于非均衡状态，即TL值越大，产业结构越不合理。

一般文献根据克拉克定律采用非农业产值比重来衡量产业结构高级化，即产业结构的重工业化、高加工度化、“产业结构软化”以及服务化，因此我们选用第二、三产业产值和与第一产业产值的比例作为产业结构高级化的替代变量，即：

TS=[SX（]Y2+Y3[]Y1[SX）]

数据使用2000-2012年中国大陆31个省份的面板数据，取自历年《中国统计年鉴》及各地方统计年鉴。相关数据的描述性统计见表1。本文估计结果基于Stata11计算得出。

（三）结果分析

为了比较系统GMM估计的准确性，应先对模型进行混合效应回归和固定效应回归，然后再分别对模型进行一步系统GMM估计和两步系统GMM估计，结果如表2所示。在一步系统GMM估计中，由于选取的工具变量未能通过Sargan检验，拒绝了所用工具变量都有效的假设，因此其估计结果可能会有偏误。两步系统GMM估计通过了Sargan检验，并且AR（1）和AR（2）的检验结果显示，残差项的差分存在一阶序列相关，不存在二阶序列相关，说明在两步系统GMM估计中，选取的工具变量是有效的。

通常混合效应回归会引起因变量滞后项的估计量上偏，而固定效应回归会引起因变量滞后项的估计量下偏[7]。在本模型的两步系统GMM估计中，Urbanit-1的系数为0854，处于混合估计回归和固定效应回归中Urbanit-1的系数之间（0833-0895），进一步说明了两步系统GMM估计结果的一致性，因此本文选用两步系统GMM估计的结果来解释模型。

从表2中可以看出，对城市化发展影响最显著的是Urbanit-1，其回归系数β1=0854，说明上一期的城市化发展对当期城市化的发展具有明显的促进作用，城市化水平的变动具有惯性作用，证明了假设3是成立的。其影响机制为：城市化水平的提高带动农业劳动力向非农产业转移，产业结构升级引起经济增长，经济增长又会加快要素流动，使得要素的投入和需求扩张，进而加速城市化进程的发展。

lnTL的回归系数β2=-0066，说明产业结构不合理（lnTL值的增加）会直接对城市化水平的发展会造成一定的抑制作用。β4=0127，说明产业结构合理化与影响城市化发展的其它因素之间的相互作用间接地对城市化发展具有正向的影响。|β2|/β4<1意味着：当lnTL值不是很大的时候，不会对城市化水平的提升造成负面影响，即城市化水平的发展较慢时，可以容忍一定程度的产业结构不合理；当产业结构趋于合理时，其对城市化发展的抑制作用减小（促进城市化发展），并通过与其它影响城市化发展的因素之间的相互作用间接地刺激城市化水平的提高。因此，假设2也得到了验证。endprint

产业结构高级化的回归系数β3=-0024，说明我国产业结构高级化未能直接促进城市化发展，但是β5=0037，说明产业结构高级化与影响城市化发展的其它因素之间的相互作用间接地对城市化发展产生正向的促进作用；且|β3| ﹤β5意味着产业结构高级化虽不能直接对城市化的发展造成正向的促进作用，但是通过间接效应仍然可以对城市化的发展起到一定的促进作用，这证明了假设2的成立。

综上，2000年以来，中国产业结构变迁对城市化发展的正向作用主要是依靠产业结构的合理化调整来实现的，产业结构高级化对城市化的促进作用相对很小，究其原因，可能有以下几点：（1）我国的户籍制度已经成为了城市化发展的重要障碍，具体表现在长期服务于城市二、三产业的外来务工人员户口依旧在农村，无法落户城市，这使得我国就业结构升级滞后于产值结构的升级，从而导致其对城市化发展的拉动作用被屏蔽；（2）表1中显示，我国产业结构合理化的均值为0742，说明我国产业结构还不十分合理，在产业结构不够合理的情况下，片面地追求产业结构的高级化，未能对城市化发展起到应有的促进作用；（3）目前我国仍处于工业化阶段，工业产值在GDP中占据主导地位，而工业部门吸收农村劳动力的能力已趋近饱和，就业弹性较大的第三产业从改革开放以来虽取得了一定的发展，但与发达国家相比较，差距仍然较大，还不足以吸收大量农村劳动力，产业结构“四化”中的服务化还有很长的路要走。

（四）分区域回归检验

由于我国幅员辽阔，东部沿海与西部内陆经济发展不平衡，2012年我国上海城市化率接近90%，而西部大部分地区城市化率在30%-40%，城市化水平发展在区域之间差异较大，因此我们将对东、中、西三个地区分别用系统GMM估计来进行实证检验。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，这里将直接采用两步系统GMM估计分别对三个地区进行动态面板回归分析。由于GMM估计应尽可能满足“大N小T”的特征，其估计偏误在给定截面数据N的情况下，随时间T的减少而减小，而东、中、西部三个地区分别包括11、8、12个省市，因此在分地区的回归中本文采用2006-2012年7个年份的动态面板数据。表3为产业结构变迁对城市化发展的分区域回归结果。

由表3可知，东、中、西部都通过了模型的相关性检验，Sargan检验结果接受了所有工具变量都有效的原假设，残差差分项的AR检验显示存在一阶相关性，不存在二阶相关性。从回归结果上看，东、中、西三个地区产业结构合理化和高级化对城市化发展的影响同全国数据的回归结果基本一致，产业结构变迁对城市化发展的正向作用主要来源于产业结构合理化，但在中部地区，这一作用并不显著，Urban×lnTL的回归系数β4未能通过显著性检验，这主要是由于中部地区只有8个省份，截面数较小，对参数估计造成了一定的影响；产业结构高级化未能直接对城市化发展的起到促进作用，而是通过与影响城市化发展的其它因素之间的相互作用间接地对城市化发展起到一定促进作用。

在城市化的滞后一期对当期城市化发展的影响上，三个地区呈现出不同的结果，东部地区Urbanit-1的回归系数为0302，说明上一期城市化的发展可以促进当期城市化的发展，但中部和西部地区的回归结果都未能通过显著性检验，说明对于中部和西部而言，城市化发展的惯性作用并不显著，主要原因在于中西部城市化发展相对落后，尤其是西部个别地区（如西藏等）城市化率还不到30%，城市化发展速度较慢，再加之经济发展相对落后，导致城市化的发展并不能通过产业结构优化升级加速要素之间的流动，从而加速城市化的发展。

综上所述，对于假设1、2，分区域与全国的检验结果基本一致，即假设1和2成立；而假设3仅在东部地区成立，在中、西部地区未能得到支持。

四、结论与政策含义

本文从理论上阐述了产业结构变迁影响城市化发展的作用机制，并提出了产业结构变迁影响城市化发展的3个假设，然后分别利用全国和区域省级面板数据实证检验了产业结构合理化和高级化对城市化发展的影响。研究结果显示：（1）城市化水平的发展具有惯性作用，即上一期城市化的发展水平对当期城市化水平的发展具有正向的促进作用；但在分区域回归分析中，中部和西部地区的城市化水平的变动并未表现出惯性作用。（2）产业结构的合理化对城市化水平的发展具有正向的促进作用，而产业结构高级化对城市化发展的正向作用并不显著，造成这种现象的原因包括城乡户籍制度、我国仍处在工业化发展阶段以及产业结构还不十分合理等。

根据以上结论，政府在制定推动城市化发展的产业结构政策时应注意以下几点：

首先，应把重点放在加快产业结构的合理化调整上，并在此基础之上积极推进产业结构的高级化。就目前来看，产业结构的合理化调整才是加快我国城市化发展的根本，这不仅可以通过产业之间的合理调整加快城市化的发展，还可避免产业结构高级化对城市化发展的反向作用。

其次，大力发展第三产业，以第三产业的发展带动农村劳动力的转移。我国仍处于工业化发展阶段，并且就业结构与产值结构匹配度较低，只有加快第三产业尤其是服务业的发展，才能充分地发挥集聚效应，吸收农村剩余劳动力，真正实现以产业结构服务化为基础的产业结构高级化，以加速城市化的发展。

最后，我国地区之间城市化水平差异较大，各地区应当根据自身的情况因地制宜地采取适当的产业结构调整政策。对于城市化水平较低的中、西部地区，片面地追求产业结构高级化势必会对城市化的发展造成不利的影响，因而应发展劳动密集型产业，大量吸收农村劳动力，促进产业结构与城市化的协调发展。

参考文献：

[1]夏小林，王小鲁.中国城市化的进程分析-兼评“城市化方针”[J].改革，2002 （2）：34-38.

[2]干春晖，余典范.城市化与产业结构的战略性调整与升级[J].上海财经大学学报，2003（8）：3-10.

[3]程必定.论我国结构转换型城市化[J].中国工业经济，2003（8）：44-49.

[4]黄晓军，李诚固，黄馨.东北地区城市化与产业结构演变相互作用模型[J].经济地理，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]干春晖，郑若谷，余典范.中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响[J].经济研究，2011（5）：4-15.

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

（责任编辑：张曦）endprint

产业结构高级化的回归系数β3=-0024，说明我国产业结构高级化未能直接促进城市化发展，但是β5=0037，说明产业结构高级化与影响城市化发展的其它因素之间的相互作用间接地对城市化发展产生正向的促进作用；且|β3| ﹤β5意味着产业结构高级化虽不能直接对城市化的发展造成正向的促进作用，但是通过间接效应仍然可以对城市化的发展起到一定的促进作用，这证明了假设2的成立。

综上，2000年以来，中国产业结构变迁对城市化发展的正向作用主要是依靠产业结构的合理化调整来实现的，产业结构高级化对城市化的促进作用相对很小，究其原因，可能有以下几点：（1）我国的户籍制度已经成为了城市化发展的重要障碍，具体表现在长期服务于城市二、三产业的外来务工人员户口依旧在农村，无法落户城市，这使得我国就业结构升级滞后于产值结构的升级，从而导致其对城市化发展的拉动作用被屏蔽；（2）表1中显示，我国产业结构合理化的均值为0742，说明我国产业结构还不十分合理，在产业结构不够合理的情况下，片面地追求产业结构的高级化，未能对城市化发展起到应有的促进作用；（3）目前我国仍处于工业化阶段，工业产值在GDP中占据主导地位，而工业部门吸收农村劳动力的能力已趋近饱和，就业弹性较大的第三产业从改革开放以来虽取得了一定的发展，但与发达国家相比较，差距仍然较大，还不足以吸收大量农村劳动力，产业结构“四化”中的服务化还有很长的路要走。

（四）分区域回归检验

由于我国幅员辽阔，东部沿海与西部内陆经济发展不平衡，2012年我国上海城市化率接近90%，而西部大部分地区城市化率在30%-40%，城市化水平发展在区域之间差异较大，因此我们将对东、中、西三个地区分别用系统GMM估计来进行实证检验。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，这里将直接采用两步系统GMM估计分别对三个地区进行动态面板回归分析。由于GMM估计应尽可能满足“大N小T”的特征，其估计偏误在给定截面数据N的情况下，随时间T的减少而减小，而东、中、西部三个地区分别包括11、8、12个省市，因此在分地区的回归中本文采用2006-2012年7个年份的动态面板数据。表3为产业结构变迁对城市化发展的分区域回归结果。

由表3可知，东、中、西部都通过了模型的相关性检验，Sargan检验结果接受了所有工具变量都有效的原假设，残差差分项的AR检验显示存在一阶相关性，不存在二阶相关性。从回归结果上看，东、中、西三个地区产业结构合理化和高级化对城市化发展的影响同全国数据的回归结果基本一致，产业结构变迁对城市化发展的正向作用主要来源于产业结构合理化，但在中部地区，这一作用并不显著，Urban×lnTL的回归系数β4未能通过显著性检验，这主要是由于中部地区只有8个省份，截面数较小，对参数估计造成了一定的影响；产业结构高级化未能直接对城市化发展的起到促进作用，而是通过与影响城市化发展的其它因素之间的相互作用间接地对城市化发展起到一定促进作用。

在城市化的滞后一期对当期城市化发展的影响上，三个地区呈现出不同的结果，东部地区Urbanit-1的回归系数为0302，说明上一期城市化的发展可以促进当期城市化的发展，但中部和西部地区的回归结果都未能通过显著性检验，说明对于中部和西部而言，城市化发展的惯性作用并不显著，主要原因在于中西部城市化发展相对落后，尤其是西部个别地区（如西藏等）城市化率还不到30%，城市化发展速度较慢，再加之经济发展相对落后，导致城市化的发展并不能通过产业结构优化升级加速要素之间的流动，从而加速城市化的发展。

综上所述，对于假设1、2，分区域与全国的检验结果基本一致，即假设1和2成立；而假设3仅在东部地区成立，在中、西部地区未能得到支持。

四、结论与政策含义

本文从理论上阐述了产业结构变迁影响城市化发展的作用机制，并提出了产业结构变迁影响城市化发展的3个假设，然后分别利用全国和区域省级面板数据实证检验了产业结构合理化和高级化对城市化发展的影响。研究结果显示：（1）城市化水平的发展具有惯性作用，即上一期城市化的发展水平对当期城市化水平的发展具有正向的促进作用；但在分区域回归分析中，中部和西部地区的城市化水平的变动并未表现出惯性作用。（2）产业结构的合理化对城市化水平的发展具有正向的促进作用，而产业结构高级化对城市化发展的正向作用并不显著，造成这种现象的原因包括城乡户籍制度、我国仍处在工业化发展阶段以及产业结构还不十分合理等。

根据以上结论，政府在制定推动城市化发展的产业结构政策时应注意以下几点：

首先，应把重点放在加快产业结构的合理化调整上，并在此基础之上积极推进产业结构的高级化。就目前来看，产业结构的合理化调整才是加快我国城市化发展的根本，这不仅可以通过产业之间的合理调整加快城市化的发展，还可避免产业结构高级化对城市化发展的反向作用。

其次，大力发展第三产业，以第三产业的发展带动农村劳动力的转移。我国仍处于工业化发展阶段，并且就业结构与产值结构匹配度较低，只有加快第三产业尤其是服务业的发展，才能充分地发挥集聚效应，吸收农村剩余劳动力，真正实现以产业结构服务化为基础的产业结构高级化，以加速城市化的发展。

最后，我国地区之间城市化水平差异较大，各地区应当根据自身的情况因地制宜地采取适当的产业结构调整政策。对于城市化水平较低的中、西部地区，片面地追求产业结构高级化势必会对城市化的发展造成不利的影响，因而应发展劳动密集型产业，大量吸收农村劳动力，促进产业结构与城市化的协调发展。

参考文献：

[1]夏小林，王小鲁.中国城市化的进程分析-兼评“城市化方针”[J].改革，2002 （2）：34-38.

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[3]程必定.论我国结构转换型城市化[J].中国工业经济，2003（8）：44-49.

[4]黄晓军，李诚固，黄馨.东北地区城市化与产业结构演变相互作用模型[J].经济地理，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]干春晖，郑若谷，余典范.中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响[J].经济研究，2011（5）：4-15.

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

（责任编辑：张曦）endprint

产业结构高级化的回归系数β3=-0024，说明我国产业结构高级化未能直接促进城市化发展，但是β5=0037，说明产业结构高级化与影响城市化发展的其它因素之间的相互作用间接地对城市化发展产生正向的促进作用；且|β3| ﹤β5意味着产业结构高级化虽不能直接对城市化的发展造成正向的促进作用，但是通过间接效应仍然可以对城市化的发展起到一定的促进作用，这证明了假设2的成立。

综上，2000年以来，中国产业结构变迁对城市化发展的正向作用主要是依靠产业结构的合理化调整来实现的，产业结构高级化对城市化的促进作用相对很小，究其原因，可能有以下几点：（1）我国的户籍制度已经成为了城市化发展的重要障碍，具体表现在长期服务于城市二、三产业的外来务工人员户口依旧在农村，无法落户城市，这使得我国就业结构升级滞后于产值结构的升级，从而导致其对城市化发展的拉动作用被屏蔽；（2）表1中显示，我国产业结构合理化的均值为0742，说明我国产业结构还不十分合理，在产业结构不够合理的情况下，片面地追求产业结构的高级化，未能对城市化发展起到应有的促进作用；（3）目前我国仍处于工业化阶段，工业产值在GDP中占据主导地位，而工业部门吸收农村劳动力的能力已趋近饱和，就业弹性较大的第三产业从改革开放以来虽取得了一定的发展，但与发达国家相比较，差距仍然较大，还不足以吸收大量农村劳动力，产业结构“四化”中的服务化还有很长的路要走。

（四）分区域回归检验

由于我国幅员辽阔，东部沿海与西部内陆经济发展不平衡，2012年我国上海城市化率接近90%，而西部大部分地区城市化率在30%-40%，城市化水平发展在区域之间差异较大，因此我们将对东、中、西三个地区分别用系统GMM估计来进行实证检验。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，这里将直接采用两步系统GMM估计分别对三个地区进行动态面板回归分析。由于GMM估计应尽可能满足“大N小T”的特征，其估计偏误在给定截面数据N的情况下，随时间T的减少而减小，而东、中、西部三个地区分别包括11、8、12个省市，因此在分地区的回归中本文采用2006-2012年7个年份的动态面板数据。表3为产业结构变迁对城市化发展的分区域回归结果。

由表3可知，东、中、西部都通过了模型的相关性检验，Sargan检验结果接受了所有工具变量都有效的原假设，残差差分项的AR检验显示存在一阶相关性，不存在二阶相关性。从回归结果上看，东、中、西三个地区产业结构合理化和高级化对城市化发展的影响同全国数据的回归结果基本一致，产业结构变迁对城市化发展的正向作用主要来源于产业结构合理化，但在中部地区，这一作用并不显著，Urban×lnTL的回归系数β4未能通过显著性检验，这主要是由于中部地区只有8个省份，截面数较小，对参数估计造成了一定的影响；产业结构高级化未能直接对城市化发展的起到促进作用，而是通过与影响城市化发展的其它因素之间的相互作用间接地对城市化发展起到一定促进作用。

在城市化的滞后一期对当期城市化发展的影响上，三个地区呈现出不同的结果，东部地区Urbanit-1的回归系数为0302，说明上一期城市化的发展可以促进当期城市化的发展，但中部和西部地区的回归结果都未能通过显著性检验，说明对于中部和西部而言，城市化发展的惯性作用并不显著，主要原因在于中西部城市化发展相对落后，尤其是西部个别地区（如西藏等）城市化率还不到30%，城市化发展速度较慢，再加之经济发展相对落后，导致城市化的发展并不能通过产业结构优化升级加速要素之间的流动，从而加速城市化的发展。

综上所述，对于假设1、2，分区域与全国的检验结果基本一致，即假设1和2成立；而假设3仅在东部地区成立，在中、西部地区未能得到支持。

四、结论与政策含义

本文从理论上阐述了产业结构变迁影响城市化发展的作用机制，并提出了产业结构变迁影响城市化发展的3个假设，然后分别利用全国和区域省级面板数据实证检验了产业结构合理化和高级化对城市化发展的影响。研究结果显示：（1）城市化水平的发展具有惯性作用，即上一期城市化的发展水平对当期城市化水平的发展具有正向的促进作用；但在分区域回归分析中，中部和西部地区的城市化水平的变动并未表现出惯性作用。（2）产业结构的合理化对城市化水平的发展具有正向的促进作用，而产业结构高级化对城市化发展的正向作用并不显著，造成这种现象的原因包括城乡户籍制度、我国仍处在工业化发展阶段以及产业结构还不十分合理等。

根据以上结论，政府在制定推动城市化发展的产业结构政策时应注意以下几点：

首先，应把重点放在加快产业结构的合理化调整上，并在此基础之上积极推进产业结构的高级化。就目前来看，产业结构的合理化调整才是加快我国城市化发展的根本，这不仅可以通过产业之间的合理调整加快城市化的发展，还可避免产业结构高级化对城市化发展的反向作用。

其次，大力发展第三产业，以第三产业的发展带动农村劳动力的转移。我国仍处于工业化发展阶段，并且就业结构与产值结构匹配度较低，只有加快第三产业尤其是服务业的发展，才能充分地发挥集聚效应，吸收农村剩余劳动力，真正实现以产业结构服务化为基础的产业结构高级化，以加速城市化的发展。

最后，我国地区之间城市化水平差异较大，各地区应当根据自身的情况因地制宜地采取适当的产业结构调整政策。对于城市化水平较低的中、西部地区，片面地追求产业结构高级化势必会对城市化的发展造成不利的影响，因而应发展劳动密集型产业，大量吸收农村劳动力，促进产业结构与城市化的协调发展。

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（责任编辑：张曦）endprint