基于门限效应的城市体系规模与产业结构变迁研究
2016-09-21余院宏余明江
余院宏，余明江
(安徽工业大学 商学院，安徽 马鞍山 243032)
基于门限效应的城市体系规模与产业结构变迁研究
余院宏，余明江
(安徽工业大学 商学院，安徽 马鞍山 243032)
在对城市体系规模结构与产业结构变迁测度的基础上，选取2000-2013年中国省际数据，运用门限回归模型进行实证检验。结果表明，大城市过度扩张而中小城市发育不足的区域城市体系中，产业结构变迁的进程往往比较落后；而城市体系协调发展，即中、小城市充分发育，则有利于加快产业结构变迁的进程。并且随着城市体系的进一步协调发展，城市体系规模结构对产业高级化进程的影响被强化，强化作用随着中、小城市的发育程度而逐步加强，同时中小城市发育不足的失衡城市体系不利于产业高级化的推进。
城市体系规模结构；产业结构升级；门限效应
改革开放以来，我国城市化迅速推进，城市化是社会经济发展的必然结果，它不仅包括人口、资源要素等不断向城市聚集以及城市规模逐步扩大，同时也与城市体系规模结构的调整息息相关。所谓的城市体系规模结构，即城市体系中不同城市的人口、腹地空间、经济总量等指标的相对次序，反映了一个区域的城市体系中，城市人口从大到小的序列与规模的关系。[1]307-321
随着城市化的逐步推进，一方面，由于历史原因以及城市聚集效应，导致大城市的过度聚集，出现低效集聚和规模收益递减趋势，其拥挤效应限制了大城市的再度扩张；另一方面，小城市因发展、投资不足，与大城市存在技术水平、服务设施、制度环境等巨大差距，不能有效承接技术扩散、知识溢出和产业转移等，但中小城市因成本优势仍具有较大的增长潜力。同时，从产业结构变迁看，城市化过程同时也是第一产业逐步向第二、三次产业逐步转化的过程，即城市化与产业结构升级在区域经济发展进程中不仅表现出同步的提升，还存在相互影响的机理。且由于资源要素配置、制度环境等差异，不同的城市化发展模式或战略会对产业结构变迁产生不同程度的推动作用。现阶段，我国第三产业比重自2012年首次超过第二产业，即45.5%比45%，第三产业得以快速发展，我国正处于产业结构升级的关键时期。因此，本文旨在研究城市体系规模结构是如何影响产业结构变迁，并为研究产业结构升级提供新的视角。
一、文献综述
对于产业结构升级与城市体系规模结构的研究，国内外学者对此进行了较多的研究。从早期的克里斯塔勒、阿隆索等古典城市地理学家从产业结构变迁对城市体系结构演变单方向影响的角度进行研究，到罗伯特·卡特从创新角度、莱盖特和斯托特从二者变化间的联系等不同的角度来表明两者间的关系；从杨小凯城市化的内在动因角度、刘艳军城市化的形态演变规律角度到周彬等的城市规模等级演变角度,都详细阐述了两者之间的相互联系。[2]
从2000年以来,有关城市体系与产业结构的研究来看，王磊(2001)指出,城市化进程的主要特征主要包括三次产业结构的调整以及由此所引起的人口从农业类型向工业及后工业类型的转化, 同时也是城市物质形态演变和促进城市发展的真正原因与动力。[3]朱玉明(2001)认为产业结构调整与城市空间结构演变两者之间存在密切的内在联系,产业结构的调整, 在进一步提高产业效率、经济竞争力以及改善产业布局的同时, 必然还会对城市空间组成要素的布局带来影响。[4]刘艳军(2007)认为，推动城市空间结构形态演变的核心动力是产业结构优化升级, 现代城市空间结构调整的过程也就是产业结构优化升级的动态过程。同时, 城市空间结构形态的调整对产业结构优化升级发挥了重要的支撑、拉动与载体效应。[5]沈玉芳(2008)认为，以长三角为研究地区，对产业结构演进与城镇空间结构的对应关系和影响要素进行了探讨，据此认为促进产业结构升级与城镇空间结构对应的影响要素主要为首位城市的发达程度、城市间合理和有序的层级关系、城市体系网络的现代化程度。[6]刘艳军(2011)指出，伴随着经济发展以及产业结构的调整，城市形态从单一形态逐渐向群体空间形态演化，从都市区到城市整合体、城市群体形态不断发展演化。[7]
综观近年的文献，主要是从两者演变的角度来阐明两者之间的关系，即产业结构的调整会进一步提高产业效率、改善产业布局，成为城市空间组成要素的布局的核心动力。同时, 经济发展方式转变和产业结构升级需要有合理和有序的城镇空间组织模式作为支撑，城市空间结构形态的调整对产业结构优化升级发挥了重要的支撑、拉动与载体效应。城市作为产业发展与变迁的载体，供给各类产业发展要素，并为其发展、演化以及扩散带来了集聚性和外部性。产业的横向深化分工以及纵向的转移扩散引导了现代产业根据其自身发展特点在不同的城市体系中落脚，而在一个具体的城市体系中，由于各个城市发展水平的不同，导致了其所承载的产业类别也会随之有所差异，从而形成区域整体的产业结构变迁。
总结来看，现有文献对城市体系规模结构对产业结构升级关系的研究中，大多集中在理论层面，尤其对于城市体系对产业结构升级的研究，未能从实证角度结合现有发展状况进行分析论证。因此，本文将运用FGLS面板回归对城市体系与产业结构升级进行实证分析，且还将以城市体系规模结构作为门限变量对此问题进行非线性研究，检验其门限效应。
二、研究设计
(一)模型设定与估计方法
1.模型设定
本文旨在探究产业结构升级与城市体系规模结构的关系，因此，将采取普通面板模型和Hansen(1999)[8]非动态面板门槛模型来研究城市体系规模结构对产业结构变迁的关系。在不考虑任何的情况下，普通面板模型如下：
(1)
(2)
其中，i表示省份，t表示年份，αi表示城市体系规模结构的系数，Zit表示一系列的控制变量，包括人力资本存量(rlzbit)、外商直接投资(fdiit)、城市化(urbanit)、政府支出(zfzcit)、非公有固定资产(fgyit)以及每万人拥有的专利数(mzlsit)。ui表示不可观测的个体效应，εit则为回归残差或白噪声过程。
在上式基础上，首先假设存在门槛效应，进而建立门槛模型。接下来以核心变量城市体系规模结构(suss)作为门槛变量形成单门槛(双门槛)模型，以产业结构高级化(gjh)作为解释变量为例：
gjhit=α1sussit*I(suss≤λ)+
(3)
以单门槛模型为例，门槛变量suss将样本划分为不同的组(内生分组)，采用Hansen的门槛回归方法，以门槛变量suss为体制改变的转折点。上式中的λ是门槛变量(suss)的门槛值。另外当suss≤λ和suss>λ时，城市体系规模结构对产业结构变迁影响的系数分别是α1与α2。
2.估计方法
本文采用Hansen(1999)的非动态面板门槛回归模型估计门槛值, 并对门槛值的正确性及内生的“门槛效应” 进行显著性检验。该方法基本思想如下：
(1)门槛值的确定：对于一个具体模型的门槛变量，如果该变量的某个取值对整体样本分组后所有子样本回归的残差平方和之和最小, 则认为该取值为可能的门槛值。
(2)门槛效应的显著性检验(检验以假定门槛值划分的两组样本其模型估计参数是否有显著性差异)：
①构建假设检验：零假设(即不存在门槛值)H0:β1=β2
(4)
②构造LM统计量：
(5)
其中S0表示在零假设下的残差项平方和加总，Sn为存在门槛效果下的残差项平方和加总。
(3)确定门槛值的置信区间，即对零假设
(6)
进行检验：
“似然比统计量”(LR)表示为：
(7)
LR为非标准正态分布。
(4)多门槛值检验：除了一个门槛值的检验程序外，为确定是否存在两个或两个以上的门槛值，须再进行两个甚至多门槛值的检验，直到无法拒绝零假设为止。
(二)变量界定及数据样本
1.产业结构变迁的测度
对于一个经济体而言，产业结构变迁既可以通过优化资源结构配置达成产业结构合理化，又可以通过推动产业形态向高级化形态演变实现的产业结构高级化。因此，将从产业结构高级化和产业结构合理化两个维度来衡量产业结构变迁。
(1)产业结构高级化
现今对于产业结构高级化的度量目前国内测度方法基本一致，即采用第三产业产值与第二产业产值之比( 简记为gjh)作为产业结构高级化的度量，这也极大地顺应了经济服务化的趋势。著名经济学家库兹涅茨也曾通过对各国数据的分析，指出产业结构的演变规律，即经济增长将长期伴随着人口与结构的转变，第二、三产业内部劳动力将逐步集聚于第三产业。
(2)产业结构合理化
产业结构合理化主要通过产业结构的不断优化升级，改变劳动力结构，从而影响城市化发展。[9]( 程必定，2003) 对于产业结构合理化的度量众多学者就产业结构的合理化提出了各自的判断依据和原则，研究者一般运用结构偏离度来度量要素投入结构与产出结构耦合程度。但是，结构偏离度指标忽视了各产业在经济体的重要程度，同时绝对值的计算也为研究带来不便，因此引用干春晖(2011)[10]的泰尔指数加以衡量，公式如下：
(8)
其中，Yi(i=1，2，3)分别表示第一、二、三产业的增加值，Y表示GDP,Li(i=1,2,3)分别表示第一、二、三产业的就业人数，L表示总就业人数。hlh=0表示产业结构处于理想的均衡状态，资源配置绝对合理。数值越小，表示要素投入结构越合理，产出结构耦合程度越高。反之，则表示资源配置不合理，聚合程度低。
2.城市体系规模结构测度
地理学家贝利认为，城市体系规模结构一般存在序位分布、首位分布和过渡分布三种类型。其中最常用的城市位序—规模分布模型是齐普夫模型，根据齐普夫模型，城市人口与它的位序存在着如下对应关系[11](陈志等，2002)：
(9)
为得到反映城市体系规模结构特征的具体参数指标，一般来说会将上述理论公式中的首位城市人口对数作为一个普通样本参加回归，回归方程为：
lnP(r)=lnP1-qlnr+ui
(10)
其中，r表示城市位序，P(r)表示第r位城市人口，P1表示首位城市的城市人口数量，q表示人口对数的参数，称之为齐普夫维数，并且D=1/q……(11)。对于一个具体的城市体系，假设由n个城市构成，首先按城市规模P(r)，即城市人口进行排序，可得到一系列序列：(P(r),r),r=1,2,3……n，然后运用stata12.0进行回归分析，可得参数lnP1与q，并得到城市等级分布的回归方程，其中q值反映城市规模分布的本质特征。
D与q在城市地理学中的含义是：①当D=q=1时，最大城市与最小城市人口数量之比恰为整个城市体系的城市数目，这是自然状态下的最优分布。②当D≥1且其值越大时，城市规模分布越为集中，人口分布比较均衡。③当D≤1且其值越小时，城市人口分布差异越大，首位城市的垄断性越强。因此，q越大，说明城市规模分布越不平衡，大城市规模较为突出且中、小城市发育不够充分；q 越小，则表明城市规模分布相对分散，中、小城市发育更加充分。
3.控制变量的选取
除城市体系结构外，影响产业结构变迁的因素还有很多。笔者在总结前人对于产业结构变迁影响因素的相关文献的基础上，选取了城市化、人力资本、外商直接投资、政府投资以及每万人拥有的专利数等作为控制变量：
(1)人力资本存量(rlzbit)
依据克拉克等人的研究，产业结构变迁实质上是对包括物质资源、劳动力和人力资本等生产要素进行重新配置的动态过程。[12]接下来将采用全国6岁及以上人口的平均受教育年限与实体经济部门从业劳动力的乘积来衡量人力资本存量(rlzb)。pri、jun、sen和col分别表示小学、初中、高中和大专及以上教育程度人口占6 岁以上人口的比重，其中6年、9年、12年和16年分别表示相应的平均受教育年限，计算公式为：
rlzbit=priit*6+jun*9+sen*12+col*16
(12)
其中rlzbit表示人力资本存量。
(2)外商直接投资(fdiit)
蔡昉等指出外商直接投资企业推动了中国产品结构、产业结构和技术结构转型[13](蔡昉、王德文，2004)。与此同时，王燕飞等通过对fdi、就业结构及产值结构的两两Granger因果检验，指出fdi对我国产业结构升级有着积极的推动作用[14](王燕飞、曾国平，2006)。并用外商直接投资存量占GDP比重来衡量外商直接投资水平。
目前，fdi实际利用额是以美元计价的，因此首先采用各年年末的汇率中间价将其折算成以人民币计算的价格。另外由于我国未对fdi存量进行统计, 故采用永续盘存法对fdi存量进行估算,具体估算公式如下：
(13)
其中,fdiit为fdi存量，fdiit为fdi流量, 即当期外商直接投资实际利用外资金额；δit为fdi存量的经济折旧率, 采用固定经济折旧率6%。fdi存量的基期数据采用稳态方法进行估计，即假设基期fdi存量与其产出有相同的增长率，且由于外资部门产出数据的缺失,因此采取人均GDP增长率，故基期fdi存量计算公式为：
(14)
其中gi表示第i个省份2000-2013年的人均GDP增长率。
(3)城市化(urbanit)
城市化是衡量一个地区经济发展水平的重要标志，能够推动工业化、市场化，其必然结果就是促进就业结构的转变，进而推动产业结构变迁[15](廖进中，2007)。韩峰(2009)指出城市化对于产业结构升级具有长期效应。[16]因此将城市化也列为控制变量之一，并以城镇人口占总人口的比重来衡量城市化水平，用urbanit表示。
(4)政府支出(zfzcit)
经济结构的变迁和经济增长过程中需要实行一定的产业政策，而政府财政支出是产业政策的重要组成部分，它体现着国家产业结构调整的导向，因此政府支出在我国产业结构的变迁和升级中起到巨大作用(郭杰，2004)[17]，因此将以政府支出占GDP比重来衡量政府支出水平列入控制变量，并用zfzcit表示。
(5)非公有固定资产(fgyit)
从资源配置的角度来看, 所有制结构与产业结构间存在着较强的相关性。[18]何立胜 (1998)、沈坤荣(1999)从实证角度分析，认为所有制结构的变动对我国的产业结构变动产生了较大的影响，且我国所有制结构变化的一个重要方面是不同所有制经济在产业布局上的调整。[19]因此以非公有制固定资产占固定资产总额的比重来衡量非公有制经济的发展水平列为控制变量之一，用fgyit表示。
(6)每万人拥有的专利数(mzlsit)
学者们认为技术创新对产业结构演化的影响深远，且科学技术水平的发展与产业结构变迁之间存在内在相关性[20][21](远德玉、马强，2004；刘启华等，2005)。因此，将以每万人拥有的发明专利的授权量来衡量创新水平,用mzlsit表示。
本文数据统计样本为2000-2013年中国23个省份(不含直辖市及数据缺失省份)的面板数据。城市体系规模结构指数所需的回归数据均来自相关年份《中国城市统计年鉴》中地级及以上城市市辖区人口数据。322个样本值均以省为单位用OLS方法对方程(2)逐个回归得到。回归方程中，322个回归方程中的可决系数R2均大于0.8。因此，用系数q的估计值大致可以反映出各省城市体系规模结构的主要特征。本文所用的其他的数据来自2000-2013《中国统计年鉴》和省市统计年鉴，且对于其中缺失的数据，根据数据时间数列资料的各项环比发展速度大致相等的特点，运用指数曲线趋势预测方法将其补齐。
本文涉及所有变量的描述性统计结果见表1。
且从下图1可直观反映2000-2013年产业结构的变迁及城市体系规模结构指数的变化，三者均表现出一定的波动性。从合理化水平来看，随着时间的推进，泰尔指数有下降趋势，即合理化水平有提高趋势。这表明我国产出结构耦合程度有变高的趋势，资源配置趋于合理。从高级化水平来看，第三产业增加值与第二产业增加值的比重一直在波动，但并无明显升高或降低趋势，即经济结构的服务化倾向并不明显，但其比重基本都在0.8左右波动，且低于0.8的年份较少，更多年份其值都位于0.8之上。这说明我国在这几年我国产业结构确实是朝着“服务化”的方向发展，但是效果并不显著。再看城市体系规模结构指数(齐普夫维数)，其波动幅度较大，说明我国在优先发展大城市和中小城市发展战略两者间徘徊不定，但总体来说，有下降的趋势，这说明我国未来中小城市的发展速度将会加快。
表1 计量研究中涉及所有变量的描述性统计
图12000-2013年产业结构变迁及城市体系规模结构指数图
三、实证分析
(一)普通面板数据模型回归分析
在进行普通面板回归之前，需先确定面板数据模型。因此接下来采用沃尔德检验来检验异方差和组内自相关问题，而组间同期相关问题用pesaran和fridman检验，检验结果如表2。
根据表2所示，产业结构高级化(gjh)作为被解释变量时，不管是自相关检验，还是异方差检验，在1%的显著性水平上，其结果都拒绝原假设，而产业结构合理化作为被解释变量时，仍在1%的显著性水平上，异方差检验中也拒绝原假设，但是在自相关检验中，接受了原假设。因此，若采用面板数据模型的混合最小二乘法回归、固定效应模型或随机效应模型进行估计，结果将是有偏且不一致的。因此采用可行广义最小二乘估计法(FGLS)来对这两个模型进行估计。估计结果如下表3所示：
表2 异方差与自相关检验
注：**、***分别表示5%、1%的显著水平上通过检验。
表3 产业结构高级化(gjh)与产业结构合理化(hlh)分析
注：**、***分别表示5%、1%的显著水平上通过检验。
1.产业高级化模型
从表3产业高级化作为被解释变量来看，核心解释变量(suss)与控制变量均在1%的显著性水平上对产业结构高级化水平有显著效果。其中齐普夫维数对产业结构高级化影响显著且符号为负，这说明城市体系的位序规模指数的上升会降低产业结构高级化水平，即对于一个区域而言，首位城市的垄断性越强，城市人口分布差异越大，产业结构高级化水平越低；而城市规模分布越集中，中间位序的城市越大，产业结构高级化水平越高。这表明产业高级化水平的提高需要相对分散的城市规模分布，即需充分发展中小城市。究其原因是服务业的发展需要城市发展到一定程度，即当一个区域把优先发展大城市作为发展战略时，那么势必会忽略其他中小城市的发展。如此中小城市的服务业发展缓慢，而首位城市又没法带动周围诸多城市的发展，进而导致该区域的产业结构高级化水平较低。
从控制变量的影响状况来看，城市化与其他因素的相互作用力对高级化水平的影响方向是负向的，这可以从我国整体城市化水平较低的角度来看，尤其是中西部地区。而在城市化的初期，第三产业的发展还未完全兴起，而包括工业、建筑业等在内的基础设施建设是推进城市化的主力，因此第二产业较之第三产业的发展更快，直接导致了高级化水平较低。从外商直接投资水平来看，其对高级化水平的影响也为负，主要是因为现阶段外商直接投资的方向主要是劳动力价格比较低廉的产业。比如制造业等，进而第二产业的发展快于第三产业，导致高级化水平较低。再看人力资本存量，它与其他影响因素共同对高级化水平的影响为负，其主要原因是，现今我国高校人才培养与就业所需人才存在脱节的情况，这也直接导致在我国产业结构变迁的过程中，高校资源的浪费的同时二、三产业的发展缺乏足够的人才支撑。从变量系数来看，外商直接投资的负向影响程度最大，城市化水平次之；而政府支出水平、非公有制固定资产投资水平以及每万人拥有的发明专利数对产业结构高级化的正向影响，说明现阶段，政府对经济活动的参与、市场化的推进以及创新水平的提高是推动产业结构高级化的重要推动力。且在上述的正向影响因素中，从变量的系数来看，政府支出水平的正向影响程度最大。
2.产业结构合理化模型
从表3产业结构合理化作为被解释变量来看，核心解释变量(suss)与控制变量均在1%的显著性水平上对产业结构合理化水平有显著效果。其中齐普夫维数对泰尔指数的影响显著为正，表明城市体系的位序规模指数的上升会提高泰尔指数、降低产业结构合理化水平，即城市人口分布差异越大，大城市规模越突出，产业结构合理化水平越低；而城市规模分布相对分散的地区，产业结构合理化水平越高。
从控制变量来看，城市化、外商直接投资水平、非公有制固定资产投资以及每万人拥有的发明专利数均对泰尔指数的影响显著为负，即对产业结构合理化的影响显著为正，且从变量系数来看，FDI对产业结构合理化的正向影响程度最大，其次是非公有制固定资产投资水平；而人力资本存量、政府支出水平显著为正，即这两个因素对产业结构合理化水平的影响显著为负，并且从系数水平来看，政府支出的负向作用最大。
(二)门槛效应分析
以产业结构合理化作为被解释变量进行门限检验时，解释变量均不显著，即该模型不适合用门槛模型来模拟。因此，接下来的门槛模型是以产业结构高级化(gjh)作为被解释变量进行分析的。接下来以城市体系规模结构作为门槛变量对方程(9)进行检验，如下表4显示了以城市体系规模结构指数为门槛变量的显著性检验。单门槛检验和双门槛检验均在1%的显著性水平下显著，因此门槛检验表明城市体系规模结构与产业结构高级化之间存在明显的非线性关系，且选用双门槛模型进行计量分析。根据门槛模型的原理，门槛估计值是似然比检验统计量LR为零时λ的取值，两个门槛的估计值和相应的95%置信区间见表4，结果表明两个门槛估计值在95% 置信区间下分别是0.8358和1.0333。同时，根据门槛变量的单一门槛模型、双门槛模型参数与其相应的似然值关系可以发现，当以suss为门槛变量时，门槛1估计值在[0.8309,0.8358]区间内和门槛2估计值在[1.0284,1.0827]区间内，似然比值小于5%显著性水平下的临界值。
在确定门槛个数、门槛值大小及显著性的基础上对门槛回归模型方程(9)进行估计，具体结果见表5。从表5的估计参数结果来看，除系数大小有变化外，系数的符号性质与普通面板回归相比没有实质性的改变，这也表明了回归结果的稳健性。实证结论显示，城市体系规模结构对产业结构高级化的影响随着suss的变化呈现出显著的区间效应。以城
表4 门限值估计结果和门限效果的自抽样检验
注：P值和临界值均采用bootstrap反复抽样500次得到的结果，**、***分别表示5%、1%的显著水平上通过检验。
市体系规模结构为门槛变量，以0.8358和1.0333两个门限值将样本划分为三个区间，依次是城市体系规模结构指数较低的地区(SUSS≤0.8358)、城市体系规模结构指数居中的地区(0.8358
表5 双门限模型参数估计结果
注：**、***分别表示5%、1%的显著水平上通过检验。
四、结语
本文基于对城市体系规模结构与产业结构变迁的测度，建立了城市体系规模结构与产业结构变迁的普通面板回归模型，进而为检验其门限效应，以城市体系规模结构系数作为门限变量，建立门限回归模型，在此基础上运用2000-2013年23个省际面板数据进行实证分析。结果表明：在一个区域的城市体系中，大城市过度扩张而中小城市发育不足的失衡结构，产业结构变迁的进程往往比较落后；而城市体系协调发展，即中、小城市充分发育，则有利于加快产业结构变迁的进程。并且随着城市体系的进一步协调发展，城市体系规模结构对产业高级化进程的影响被强化，强化作用随着中、小城市的发育程度而逐步加强，同时中小城市发育不足的失衡城市体系不利于产业高级化的推进。
因此，我们认为注重城市体系的协调发展，即中、小城市的发展，有利于推进产业结构升级。在制定城市发展战略时，应抓住城市化的历史机遇，根据城市规模设计倾斜政策，避免优质资源过度向大城市集中，消除政策性歧视，引导大城市资源要素向中小城市流动。政府应积极为中小城市释放制度红利，使之形成完善的基础设施，公共服务体系以及制度环境，为承接产业转移以及引进人才做好准备工作，且应积极引导现代产业根据其自身发展特点在不同的城市体系中落脚。
第一，在中小城市发育不足的失衡区域城市体系中，对于过度扩张的大城市，应以金融业、高端技术、信息等知识密集型产业为城市主导产业，在此基础上逐步向周围的中小城市转移传统产业。对于发育不足的中小城市，可根据城市自身的地理位置，资源情况等，积极承接产业转移，大力引进制造业等资源密集型等产业，并利用城市聚集效应逐步形成自己的发展体系。
第二，在中、小城市充分发育的区域城市体系中，区域中各城市均已形成了以自身特色产业为主导并带动其他辅助产业发展的城市发展模式。因此应大力扶持该区域中各城市的特色产业，并围绕该特色产业为主导产业，打造一条可持续发展的产业链。
[1]魏后凯.现代区域经济学[M].北京：经济管理出版社,2006.
[2]马子量,郭志仪. 区域产业结构变迁与城市体系结构演变——以甘肃省为例[J]. 城市问题,2014,(6).
[3]王磊.城市产业结构调整与城市空间结构演化——以武汉市为例[J]. 城市规划汇刊,2001,(3).
[4]朱玉明. 城市产业结构调整与空间结构演变关联研究——以济南市为例[J]. 人文地理,2001,(1).
[5]刘艳军,李诚固,徐一伟. 城市产业结构升级与空间结构形态演变研究——以长春市为例[J]. 人文地理,2007,(4).
[6]沈玉芳. 产业结构演进与城镇空间结构的对应关系和影响要素[J]. 世界地理研究,2008,(4).
[7]刘艳军. 区域产业结构演变城市化响应形态的演化规律[J]. 人文地理,2011,(3).
[8]Hansen BE.ThresholdEffectsinNon-dynamicPanels:Estimation，Testing，andInference[J].Journal of Econometrics,1999，(2).
[9]程必定. 论我国结构转换型的城市化[J]. 中国工业经济,2003,(8).
[10]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).
[11]陈志,刘耀彬,杨益民. 城市规模分布演变与扩展因素的相关分析——以湖北省为例[J]. 咸宁师专学报,2002,(3).
[12]Colin Clark．TheConditionsofEconomicProgress[M]．London:Macmillan，1940
[13]蔡昉,王德文. 外商直接投资与就业——一个人力资本分析框架[J]. 财经论丛(浙江财经学院学报),2004,(1).
[14]王燕飞,曾国平. FDI、就业结构及产业结构变迁[J]. 世界经济研究,2006,(7).
[15]廖进中,中国与世界同步——蛙声集[M].北京:中国发展出版社，2007
[16]韩峰,廖进中. 人口城市化与产业结构变迁——基于湖南省的实证检验[J]. 西北人口,2009,(2).
[17]郭杰. 我国政府支出对产业结构影响的实证分析[J]. 经济社会体制比较,2004,(3).
[18]何立胜,尚双报,于祯. 所有制结构与产业结构相关分析[J]. 河南师范大学学报(哲学社会科学版),1998,(2).
[19]沈坤荣. 改革二十年我国所有制结构变动对产业结构变动的影响分析[J]. 管理世界,1999,(2).
[20]马强,远德玉. 技术创新与产业结构的演化[J]. 社会科学辑刊,2004,(2).
[21]刘启华,樊飞,戈海军,许丙胜. 技术科学发展与产业结构变迁相关性统计研究[J]. 科学学研究,2005,(2).
(责任编辑陶有浩)
Research on the Scale of Urban System and Industrial Structure Upgrading——Based on Threshold Effect
YU Yuanhong，YU Mingjiang
(SchoolofBusiness,AnhuiUniversityofTechnology,Ma’anshan243032,China)
Based on the measurement of the Scale of Urban System and Industrial Structure Upgrade,this paper conducts empirical tests using threshold regression model based on provincial panel data in China during 2000-2013. Results show in the excessive expansion of large cities and weak development of middle and small cities, the industrial structural upgrade seemed to fall behind. However the coordinated development of urban system, namely, the full development of small and medium-sized cities was conducive to accelerate the process of industrial structure change. In addition, with the further coordinated development of urban system, the impact of urban scale system structure on the industrial structure upgrading was strengthened, and the reinforcement impact was gradually intensified as the small and medium-sized cities was fully developing Meanwhile, the unbalanced development of urban system in the small and medium-sized cities would prevent promotion of industrial upgrading.
urban system structure; upgrading of industrial structure; Threshold Effects
2016-05-11
安徽省软科学计划项目“安徽省人口老龄化对经济增长影响的研究”(1402052071)
余院宏(1992-)女，安徽安庆人，安徽工业大学商学院硕士研究生；余明江(1962-)，男，安徽颍上人，安徽工业大学商学院教授，硕士生导师。
F291.1
A
1674-2273(2016)04-0055-08
