城镇化视角下的产业结构升级与经济增长

龚志民，余龙

(湘潭大学 商学院， 湖南 湘潭 411105)



城镇化视角下的产业结构升级与经济增长

龚志民，余龙

(湘潭大学 商学院， 湖南 湘潭 411105)

文章利用2000—2013年我国31个省级面板数据对城镇化、产业结构与经济增长之间的关系进行实证研究。结果表明：城镇化、产业结构与经济增长之间存在稳定的均衡关系；城镇化发展对经济增长具有显著的正向影响；产业结构升级对经济发展影响为正但不显著，并且二者对经济增长的协同效应也并未得到完全发挥。应进一步促进产业结构合理优化升级，提升城镇化建设水平，协调城镇化与产业结构升级同步发展。

城镇化；产业结构；经济增长；协同效应

一、引 言

党的十八大以来，中央明确提出要将推动城镇化和优化产业结构作为促进经济结构战略调整的重要举措。城镇化是指农村地区农业生产人口向城镇转移，第二、三产业逐步向城镇聚集，从而导致城镇数目不断增加，城镇人口规模与地域面积不断扩大的历史过程。城镇化的发展吸引了生产要素向城镇的聚集，有力地促进了第二、三产业的发展，形成产业结构的优化升级，而产业结构的优化升级势必又进一步推动生产要素向城镇的聚集，两者相辅相成。无论是城镇化的发展还是产业结构的优化升级，都将改变原有的生产要素配置状况并对经济增长产生影响。目前，我国正处于经济转型的关键时期，综合研究二者对经济增长的影响，对于保障未来经济增长的可持续性和协调性具有重要意义。

追溯国内外的相关研究动态后不难发现，关于城镇化、产业结构变迁与经济增长的关联性问题一直备受学术界的重视，多年来在相关领域也取得了富有成效的进展。相关文献研究方向主要集中在以下几个方面。

第一，在城镇化和经济增长方面。Lewis(1954)[1]、Fei和Ranis(1964)[2]、Jogenson(1967)[3]、Harrist和Todaro(1970)[4]对发展中国家的传统农业、现代工业部门和城镇化(劳动力供给)等相关问题进行了深入研究，构建和完善了二元经济结构理论框架。Fischer(2004)[5]对日本与澳大利亚的城镇化进程进行对比分析，指出未来城镇化的发展在改善劳动力资源配置的前提下，将进一步影响产业结构的调整和经济增长。Alexia和Thomas(2006)[6]的研究结论表明，城镇化的发展对实现欧洲生产率的持续增长具有至关重要的作用。Christian和Thomas(2011)[7]从劳动者年龄的角度对国民经济中不同部门生产效率可能存在的差异进行研究，结果表明城镇化的发展有助于劳动力集聚，有助于改善交通区位优势，进而有助于产业组织形式的完善，并对促进经济增长和生产率提高方面具有重要作用。高佩义(2004)[8]指出城镇化与经济增长之间是相互促进相互影响的，“双向互促共进”的关系。其在全球范围内选取了168个国家和地区的城镇化率和人均GDP作为研究数据并进行了一系列排序对比后证实了这一论断。刘耀斌(2006)[9]通过格兰杰因果检验方法也得到一种类似的“双向互促共进”的关系，但是在二者的协调上还要考虑多种要素。周文等人(2007)[10]通过对序列数据的研究得出城镇化与经济增长之间呈现出了一种“U”型关系，且这种“U”型关系是向下倾斜的。刘庆、刘岸东(2004)[11]选取了贵州省25年(1978—2002年)的数据，发现城镇化对经济增长没有显著的影响效果，而经济增长却能推进城镇化的进程。

第二，在产业结构与经济增长方面。西方最早对产业结构变迁与经济增长给予关注的学者是William Petty(1691)[12]。他通过总结经济增长过程中产业结构的变化规律后发现：随着经济的增长，劳动力会逐渐从农业部门(低收入产业)转移到商业部门(高收入产业)中去。其后学者Clark(1940)[13]在此观点的基础上进行了更为深入的探讨和分析，这便产生了著名的“配第—克拉克定理”。Sakamoto(2011)[14]引入人均地区生产总值、第三产业产值占比、劳动力结构等指标探讨中国31个省市经济增长与产业结构的差异，结果表明劳动力结构的变化使得人均产值趋同放缓，产业结构调整速度的差异是中国地区差距的原因之一。付凌晖(2010)[15]用我国改革开放之后30年(1978—2008年)的数据对我国产业结构和经济增长的关系进行研究，发现经济的增长带动着产业结构的调整升级，而产业结构的调整升级对经济的增长并没有显著的推动作用，两者在长期能达到一种稳定的状态。郑若谷等人(2010)[16]认为产业结构先是直接作用于经济规模，并且经过生产要素资源配置的中间作用，影响经济体的产出效率，再由这种产出效率去影响经济增长。

第三，在城镇化与产业结构方面。Lohmar等(2000)[17]认为中国工业化的关键是农业劳动力向工业部门转移，城乡劳动力资源的重新配置对经济结构转型(农业→工业)起到推动作用。肖万春(2003)[18]从产业结构聚集的方面来研究其与农村城镇化之间的关系，他认为强化产业结构聚集效应才是提高农村城镇化水平的关键，这也是基于农村城镇化是以产业聚集为依托理论提出来的。杨立勋(2013)[19]以我国31个内地省市区9年(2003—2011年)的数据展开对我国城镇化以及产业结构的研究，借鉴了“耦合协调度”的物理学理论对两者的匹配协调性进行了测度。发现东中西部三个地区的匹配协调度依次按照东部、中部、西部逐渐减弱，其中在东部和西部地区，城镇化和产业结构的这种匹配协调度对经济增长的效率影响是十分显著的，但是在中部地区却没有显著的影响。崔宇明等人(2013)[20]利用山东17个地市的面板数据(1990—2011年)对农村城镇化发展状况与产业结构进行实证研究表明：城镇化与产业结构之间确实存在一定程度的相互影响，但是在不同的地区，这种相互之间的影响程度是不同的。

通过对国内外相关研究的梳理可以发现，无论是国内还是国外的研究都肯定了城镇化、产业结构升级等对经济增长的促进作用，但对与二者协同影响经济增长的实证研究却相对偏少。因此，本文通过运用面板数据构建计量模型，实证分析城镇化和产业结构对经济增长的影响。与已有研究相比，本文的主要贡献在于：利用已收集到的我国最新省级面板数据进行实证研究，以提高数据有效性、扩大样本容量、提高估计结果准确度；利用相关检验结果分析城镇化、产业结构和经济增长之间的内在影响机制；在分别研究城镇化和产业结构对经济增长影响的基础上，进一步研究两者对经济增长的协同效应。

二、模型构建与变量选取

在以哈罗德、多马以及索罗为代表的经济学家所构建的经典经济增长模型中，逐渐将资本、劳动力以及技术进步等因素视为影响经济增长的最大变量。但是产业结构的演变以及城镇化发展，将改变原有生产要素的配置状况，并从更深层面影响到地区间的经济增长。因此对城镇化、产业结构等因素的分析，有助于更深层面的认识经济增长的成因和趋势。在参考相关文献的基础上，借鉴常用的C—D生产函数，即一般的经济增长方程式：Yit=AitKitαLitβ，其中下标i表示省份，t表示年份，Y表示实际GDP的数值，A表示技术进步，L表示劳动力，K表示物质资本，α、β分别表示资本和劳动力的产出弹性。对方程两边同时取对数便于对各个变量进行分解研究，同时也有助于减弱自相关和异方差问题等对模型显著性的影响：

LnYit=LnAit+αLnKit+βLnLit

(1)

LnYit=α0+αLnKit+βLnLit+γ∏+νi+εit

(2)

在(2)式中，LnY表示地区人均实际生产总值(以2000年为基期)，LnK表示物质资本形成总额，LnL表示人力资本，变量νi表示不可观测的地区效应，目的在于控制不同省份的固定效应。符号∏表示由其他一些与城镇化(City)和产业结构(Str)相关的影响经济增长的解释变量组成的控制变量矩阵，城镇化用人口城镇化率来表示。从整个国民经济的产业结构变化来看，产业结构升级包括国民经济重心由第一产业向第二产业，进而向第三产业的升级，文章用第二、三产业占比之和来衡量产业结构。其他控制变量包括：经济增长率(EGI)、对外开放度(TDI)、政府干预程度(DGI)等。

经济增长率(EGI)。地方政府在以经济增长率为主导的政绩考核体制下，片面追求速度型经济增长，往往通过政策指令调动资源配置，对产业结构与城镇化的发展带来影响。同时高经济增长在一定程度上又为摆脱低水平的城镇化与产业结构提供了可能，而以提高质量和效益的经济增长速度，在一定程度上也为地区经济发展水平提供了动力支持。因此经济增长率是影响经济发展水平的一大因素，并且地区间经济增长率的差异也会对各地区人均收入水平产生影响。

对外开放度(TDI)。改革开放以来我国长期将出口和利用外资视作发展外向型经济的两大核心支柱。在开放经济视角下，我国经济发展水平受到对外开放水平的影响，较大的对外开放度有助于借鉴外国先进技术和理念，提高本地区的产业结构和资本积累，有助于提高地区间的交流与合作，从而带动市场化水平的提高。因此在开放经济视角下对外开放度(TDI)对我国经济增长以及所表现出的经济增长差异具有重要影响。在此用“进出口总额/地区生产总值”来衡量对外开放度(TDI)。

政府干预程度(DGI)。在市场经济中以经济增长为政绩观的地方政府在一定程度上也以追求自身利益的投资决策主体的身份出现，从而直接介入到市场的经营活动中。目前的财政分权体制在一定程度上强化了地方政府对资本、土地、劳动力等资源配置的干预力度，而政府干预是对资源配置效率的扭曲还是纠正则取决于政府的政策导向。因此政府干预行为也是影响所在地区经济如何发展不可忽视的因素。在此用“地方政府财政支出总额/地区生产总值”来衡量政府干预程度(DGI)。

文中所用变量数据值均来源于中宏统计数据库和中国经济社会发展统计数据库，部分不一致和空缺的经济数据参考历年各省统计年鉴进行核实选取，实证操作由Stata12.0和Eviews8.0完成。接下来我们将对涉及到的主要变量进行描述性统计(见表1)，可以看出所有变量的方差膨胀因子(VIF)均小于10，说明变量间不存在多重共线性。为保证估计结果的稳定性与有效性，我们首先对各变量进行单位根检验、协整检验和格兰杰检验，然后再对所设模型进行回归分析和稳健性检验。

表1 各变量描述性统计

三、实证分析

(一)单位根检验与协整检验

为了避免回归结果出现伪回归的情况，本文首先对各面板序列进行平稳性检验。面板数据的单位根检验方法主要分为两类：一类是相同根情况下的单位根检验；另一类是不同根情况下的单位根检验。LLC检验和IPS检验能有效地分别对上述两种情况进行检验，相关检验结果见表2。从检验结果可以看出，部分变量的原序列是不平稳的，各变量经过一阶差分后序列都趋于平稳，说明所选各变量都是一阶单整序列，上述所选变量之间可能存在稳定的均衡关系。

为进一步确定上述变量之间是否存在稳定的均衡关系，本文在单位根检验基础上采用Johansen协整检验方法对上述变量进行协整检验。从检验结果(表3)可以看出，在5%的临界水平上有8个协整关系式，说明上述所选变量之间确实存在稳定的长期均衡关系。

表2 面板数据单位根检验

表3 Johansen协整检验

(二)面板格兰杰因果检验

通过借鉴Hoffmann以及Lin、Ali的方法进行面板数据格兰杰因果关系检验。以经济增长(LnY)为被解释变量，以城镇化水平(City)为解释变量，二者之间的检验方程可表示为：

(3)

(4)

表4 面板格兰杰因果检验

(三)整体回归结果

根据豪斯曼(Hausman)检验结果，我们选择固定效应估计方法对未加入其他控制变量的模型进行分析(结果见表5第4列)。从固定效应模型回归结果来看，城镇化水平(City)对经济增长(LnY)具有显著的正向作用，城镇化水平(City)每增加一个单位，经济增长(LnY)1.95% 。产业结构(Str)对经济增长(LnY)影响为负，系数值偏小且不显著，说明产业结构的发展对经济增长的影响机制还没有完全发挥出来。城镇化发展(City)与产业结构(Str)协同效应还未凸显，系数为正但不显著。此外，固定资产投资和人力资本的弹性系数均为正且都通过1%的显著性检验，二者对经济增长作用明显。在加入相关控制变量后，同样根据豪斯曼(Hausman)检验结果选择用固定效应方法对模型估计结果进行分析。物质资本存量(LnK)、劳动力就业(LnL)、城镇化水平(City)、产业结构(Str)以及交互项“City×Str”系数均与之前的分析差别不大，故不再做重复解释。而从所选取的控制变量来看，经济增长率(EGI)和政府干预程度(DGI)显著为正，这也进一步证实前面的假设。对外开放度(TDI)系数为负且不显著，说明我国自改革开放以来，东部沿海地区一直走在对外开放的最前沿，对外贸易体系日趋完善，但相比于广阔的中西部地区，中西部地区对外开放相对滞后。整体而言，我国对外开放对经济增长的效果还有待进一步增强。

表5 整体回归结果

(四)稳健性检验

为确保上述结果的可靠性，有必要对模型的相关结论给予稳健性检验。我们采取变更样本时间段和变换估计方法的方式检验模型稳健性。2004年，中央经济工作会议指出，我国必须要有效引导城镇化的健康发展，进一步妥善处理好城乡关系，逐步建立起改变城乡二元结构的新机制。因此有必要进一步对其后(2005-2013年)我国城镇化发展、产业结构升级和经济增长问题进行再分析，相关实证结果见表6第二和第三列，相关变量的回归系数以及显著性与表5结果大致相同。最后我们考虑了动态视角下相关变量对经济增长的影响，分别运用系统广义矩估计(SYS-GMM)与差分广义矩估计(DIF-GMM)进行回归分析，发现结果与表5依旧吻合。综上所述，本文所设定的计量模型具有较好的稳健性，所取得的相关结论也具有较好的可靠性。

表6 稳健性检验

四、结论与对策建议

本文主要采用1998—2012年我国31个省市区的面板数据，实证分析城镇化发展、产业结构升级对经济增长的影响，并分析其内在影响机制。从协整检验结果可以看出城镇化发展、产业结构升级和经济增长三者之间存在长期稳定的均衡关系。格兰杰检验结果进一步确定了三者之间的内在因果关系，经济增长与城镇化发展、产业结构升级与城镇化发展具有双向的格兰杰因果关系，产业结构升级对经济增长具有显著的正向影响，而经济增长对产业结构升级的反馈效应不明显。从整体回归结果来看，城镇化发展对经济增长具有显著的正向作用，且其回归系数远大于产业结构回归系数，产业结构升级对经济增长呈现正向作用但不显著，城镇化发展与产业结构升级交互项的系数为正但不显著，说明二者对经济增长的协同效应未得到完全发挥。

为进一步提高城镇化与产业结构升级对经济增长的效力，笔者认为可以从以下方面加以改进：一是促进城镇化与产业结构升级协调发展。产业的形成是城镇化发展的基础，城镇化的发展又为产业结构发展提供载体。城镇化发展与产业结构升级是相辅相成的，产业发展如果没有城镇化做依托，即便再高端，那也是“空转”; 城镇化如果没有适当的产业结构作为支撑，即使建设得再漂亮，那也只是一座“空城”。因此城镇化发展与产业结构升级之间要相互协调。城镇化与产业结构的协调发展，有助于发挥二者的协同作用，促进经济持续稳健增长。二是积极改善投资结构，提高投资质量和效益。我国从传统工业化道路向产业结构升级道路转变的过程中，创新驱动将发挥越来越重要的作用，因此资本密集型投资将不再是我国经济社会发展的必要条件。但当前城镇化的发展却仍需要投资驱动，尤其是需要有质量和效率的投资驱动。城镇化的进一步发展离不开基础设施的建设，不论是土地的城镇化还是人口的城镇化，都需要投资引领“产城融合”，促进产业集聚，引导人口集中。同时不论是对外开放、外商直接投资还是公路交通基础设施建设均可以在推动城镇化发展中发挥积极作用，且为改善地区间的产业结构提供资本支持。三是改善地区间公共资源的配置。合理的资源配置有助于优化地区间的产业结构布局。目前我国区域间发展不平衡的现状十分突出，发达地区积聚了大量的物质资本和人力资本，而广大中西部地区则相对短缺。为实现资源的充分利用，在优化区域间相关产业结构时需要政府政策的扶持和鼓励，促进有效资源向短缺地区流动。同时要将产业结构升级与其地区资源禀赋相结合，实现产业结构优化与经济增长相协调。

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(责任编辑：马红鸽)

Evolution of Industrial Structure and Economic Growth under the Perspective of Urbanization

GONGZhi-min,YULong

(School of Business，Xiangtan University, Xiangtan 411105,China)

This article makes an empirical research on the relationship between urbanization, industrial structure and economic growth based on the 1998-2012 of 31 provincial panel data in China. The result shows that urbanization, industrial structure and economic growth reflect a stable equilibrium relationship, development of urbanization has a significantly positive effect on economic growth, industrial structure upgrading has a positive effect but not significant, and the synergies of them to economic growth are not fully exerted. The policy implication is that we should further promote the optimization of industrial structure reasonably, enhancing the level of urbanization construction, coordinating the development of urbanization and industrial structure.

urbanization; industrial structure; economic growth; synergistic effect

2015-12-20

湖南省哲学社会科学重大基金项目“湖南实现新型工业化、信息化、 城镇化、农业现代化同步发展对策研究”(13ZDA02)

龚志民(1962-)，男，湖南常德人，湘潭大学商学院教授，博士生导师，研究方向为经济数量分析；余龙(1990-)，男，湖南岳阳人，湘潭大学商学院硕士研究生，研究方向为数量经济学。

F269.24

A

1672-2817(2016)05-0041-07