新型城镇化与产业结构升级耦合、协调和优化

王 芳，田明华，秦国伟

（1.北京林业大学 经济管理学院，北京100083；2.安徽省林业局，安徽 合肥230001）

一、引 言

城镇化是人类社会发展的客观产物，产业结构升级是经济社会发展的必然要求，配第-克拉克定理与库兹涅茨产业结构演变规律均指出二者的发展进程相伴相生，产业结构升级是城镇化进程的动因，城镇化是产业结构升级的重要空间载体［1]。钱纳里（1975）也表明城镇化发展与产业结构变动密切相关，一个地区主导产业的转移会引起劳动力、资本等生产要素向城镇集聚，而城镇人口的不断增加及居民消费结构的改变也会促使产业结构进行调整。就中国而言，改革开放以来，受投资驱动、出口拉动及低成本制造业支撑的影响，中国城镇化率由1978年的17.92%快速增长至2018年的59.58%，年均增速为4.08%，但同时也付出了资源能源大量消耗、环境日益污染等代价，并产生了城镇建设质量低、城镇服务水平差、失地农民大量增加等一系列严重的社会经济问题［2]，在此宏观背景下，新型城镇化发展理念应运而生。习近平总书记指示城镇化是现代化的必由之路，应坚持以创新、协调、绿色、开放、共享的发展理念为引领，以人的城镇化为核心，注重城乡基本公共服务均等化，注重环境宜居和历史文脉传承，注重提升人民群众获得感和幸福感，以促进中国特色新型城镇化持续健康发展。自实施市场经济以来，虽然第一二三产业占比已经由1978年 的27.69%、47.71% 和24.60% 调 整 至2018年的7.20%、40.70%和52.20%，但较发达国家而言，中国第三产业尤其是科技、信息、金融等高端服务业的发展仍处于较低水平，产值结构与就业结构不匹配问题突出。此外，中国新型城镇化与产业结构升级的整体协调度偏低，二者的互动机制存在显著的区域差异和严重的脱节问题，过度城镇化或滞后城镇化现象普遍存在。因此，实现新型城镇化与产业结构升级的协同发展对于缓解剩余劳动力就业压力、调整产能过剩、保障经济协调稳定增长及实现经济高质量发展都具有重要的现实意义。然而，目前学术界对新型城镇化与产业结构升级的关系并没有达成一致认识，甚至将二者完全分离开，这个问题不搞清楚，势必影响中国新型城镇化与产业结构升级的互动协调发展，影响中国新型城镇化、产业结构升级的相关政策制定和发展进程。

二、文献综述

目前学者们就城镇化与产业结构升级的关系问题展开大量研究，主要集中在以下3 个方面：①城镇化对产业结构升级的单向影响研究。基于传统城镇化视角，学者们得出两种不同的结论，大多数学者认为城镇化发展推动了产业结构升级。一方面，城镇化发展通过产业分工和产业集聚为产业结构升级提供了劳动力和资本等必要的生产要素［3-4]，且人力资源与金融资本的集聚也为发挥现代服务业等新兴产业协同效应提供了技术创新支撑［5-8]。另一方面，城镇基础设施建设完善，快捷的信息网和物流运输系统可以有效促进资源自由流动和产业间相互合作，降低交易成本，为产业结构升级提供市场需求［9-10]，加上消费示范效应与攀比效应的影响，居民生活方式及消费结构都会发生变化，进而促进产业结构升级［11-14]。但也有少数学者认为城镇化发展并不能促使产业结构升级，甚至会起到阻碍作用，这主要是因为处于全球产业链分工底端的发展中国家容易形成以传统制造业为重心的粗放型经济发展模式，导致生态环境破坏，资源浪费，新型产业发展低迷，从而抑制创新能力的提升［15-16]。中国目前的市场机制尚不完善，资源难以实现充分有效配置，加上城乡隔离体制的影响，城镇化发展与产业结构升级的协调性差，发展并不同步［17-19]，迫使地方政府从财政、土地等方面加大对企业干预，最终导致产能过剩，城镇化与产业结构演进的关系进一步扭曲［20]。近年来，学者们将研究视角逐渐转向新型城镇化，发现其可以通过发挥“选择效应”“溢出效应”和“规模效应”推进产业分工，促进经济结构转型升级［21-23]。②产业结构升级对城镇化的单向影响研究。学者们同样得出两种不同的结论，大多数学者认为产业结构升级拉动了城镇化发展。受发展中国家城乡二元经济结构和各部门工资差异的影响，农村剩余劳动力会向城镇转移，从而带动人口城镇化发展［24]。但由于产业属性不同，演进至不同阶段的产业结构对城镇化发展的影响也存在明显差异，如农业的现代化发展是城镇化发展的原始动力，工业化的集聚效迅速改变了三产中的人员就业比例，是城镇化发展的核心动力，而现代服务业的发展则为城镇建设注入了新的活力，是城镇化发展的后续动力，尤其是在后工业化阶段，以高科技为依托的第三产业将会成为城镇化进一步发展完善的主要力量［25-27]。因此，产业结构升级对城镇化发展的影响在发达国家与发展中国家之间是不同的，发达国家主要通过发展现代服务业来带动城镇化，注重城镇服务功能及质量内涵的提升，而发展中国家则更多依赖工业化来拉动城镇化，注重城镇数量的增加及城镇规模的扩大［28]。中国经济结构空间布局极不协调，东部沿海地区产业集中，能够充分享受专业化分工带来的溢出效应，西部地区产业集群薄弱，城镇吸纳能力差，因此，西部地区产业结构升级对城镇化发展的拉动作用明显低于东中部地区［29]。但也有少数学者认为产业结构与就业结构发展不协调会给新型城镇化发展带来制约效应，且产业结构调整与城镇化发展的不同步，也会出现过度城镇化或滞后城镇化现象，引发大都市“贫民窟”、农村“空心化”等问题，从而城镇化进程迟滞［30]。③城镇化与产业结构升级的相互影响研究，主要集中在互动状态研究与互动关系研究两个方面。首先，学者们多运用耦合协调度模型来测度不同地区城镇化与产业结构升级的互动状态，发现中国大多数城镇存在产业基础薄弱、工业发展缺乏城镇功能配套等问题，导致城镇化与产业结构升级尚未形成良性互动和依托发展［31]。大量研究表明，二者之间的整体耦合性偏低，且存在显著的区域差异，东部地区的匹配度明显高于中西部地区［32-36]。随后，有学者就东北地区进行具体分析，发现该地区受人才外流严重、城市新区与母城市群互动不足、土地利用率低等因素抑制，产城融合度较低［37]。因此，对于不同的城镇规模其产业结构发展重点应有所差异。其次，学者们发现城镇化与产业结构升级之间存在相互促进的内在循环机制，二者是相互依托、协同发展的联动关系，产城融合发展可以有效解决农村剩余劳动力向第二三产业的转移，对区域经济增长和社会进步有巨大推动作用，但二者之间的相互影响基于不同因素而存在不同的门槛效应［38-43]。可见，产城融合无疑是促进经济转型、解决“结构性减速”问题、实现经济高质量发展的重要途径。

通过梳理文献发现，学者们的研究视角逐渐由传统城镇化向新型城镇化转变，研究范式由单向影响关系向双向互动关系转变，研究方法由时间序列模型向面板模型转变，但尚未得出统一结论，且现有文献关于新型城镇化与产业结构升级的协调状况、影响因素的中介效应及门槛效应的研究较少。因此，利用全国30个省区市的相关数据，构建面板模型研究中国新型城镇化与产业结构升级的耦合、协调与优化具有一定的进步性。

三、变量选取与数据来源

本文研究所用的数据资料均来自于各省区市历年统计年鉴，由于大部分省区市2019年统计年鉴尚未发布，无法获取到2018年的相关数据，因此，基于数据的可获得性和完整性，最终选取2003-2017年全国30 个省区市的面板数据进行实证分析（西藏、港澳台地区除外）。

（一）新型城镇化（UB）

新型城镇化不仅重视扩大城镇规模，更注重提升城镇建设质量和完善城镇服务功能，本文借鉴蓝庆新等（2013）、崔航等（2018）的做法［44-45]，从人口、经济、空间、环境、社会和城乡统筹等6个系统层面综合测度中国新型城镇化发展水平，避免了以往采用人口城镇化或土地城镇化等单一指标进行测量的片面性，同时，为了最大限度降低主观因素带来的误差，使用熵权法为各项指标设置权重。

（二）产业结构升级（IS）

借鉴孙明月等（2015）、车明好等（2019）的做法［46-47]，利用产业结构合理化和产业结构高级化构建产业结构升级综合指标。其中，产业结构合理化使用泰尔指数衡量，其不仅考虑了各产业的地位权重，而且反映了产值结构与就业结构的关系，因此得到学术界的广泛认可；产业结构高级化使用第三产业增加值与第二产业增加值的比值表示，比值越大，说明第三产业越发达，产业结构越高级，反之，说明第三产业越落后，产业结构越低级（见表1）。

表1 新型城镇化与产业结构升级的综合指标体系构建

（三）相关影响因素

通过对文献的归纳整理，总结出以下影响因素，包括地区经济发展水平（PGDP）、物质资本（INVE）、市场因素（MARK）、人力资本（HUMA）、技术进步（TECH）、外商投资（FDI）、金融支撑（FI⁃NA）、对外开放程度（TRAD）。其中，地区经济发展水平用地区人均生产总值表示；物质资本用全社会固定资产投资额表示；市场因素用国有企业员工人数与地区总就业人数的比值表示；人力资本用人均受教育年限表示［48]，即HUMA=［拥有小学文化的人数×6+拥有初中文化的人数×9+拥有高中（含中专）文化的人数×12+拥有大专及以上文化的人数×16]/总人数；技术进步用地区专利申请获得的授权量来表示；外商投资用实际利用外资与地区生产总值的比值表示；金融支撑用各省区市金融业生产总值表示；对外开放程度用各省区市的进出口贸易总额与该地区生产总值的比值表示。

四、实证结果与分析

（一）面板向量自回归模型（PVAR模型）

为确定新型城镇化与产业结构升级二者究竟是谁影响谁的关系，解决应该优先发展谁的问题，本文利用PVAR模型进行实证检验，能够很好地解决面板数据存在的大截面、短时序及截面间异质性的问题，因此，具有很强的优越性，已经广泛应用于经济学领域的研究中。具体模型如下：

其中，i和t分别表示地区和时间；p表示内生变量的滞后阶数，根据AIC、BIC和HQIC准则综合判定；yi，t表示内生变量向量，包含新型城镇化（UB）和产业结构升级（IS）两个不同的向量；ηi为个体固定效应；μt为时间效应；εi，t为随机扰动项。

为防止伪回归现象发生，本文首先运用stata软件对原始数据的平稳性进行检验，依据单位根检验的信息量最小原则，最终确定模型的滞后阶数为1。在此基础上，对平稳面板数据进行格兰杰因果关系检验，发现产业结构升级是新型城镇化格兰杰因的p值为0.000，新型城镇化是产业结构升级格兰杰因的p值为0.001，均在1%的水平上显著，因此可以判定，新型城镇化与产业结构升级互为格兰杰因，存在双向影响关系。进一步，采用方差分解的方法解释说明各冲击反应对不同变量波动方差的贡献度（见表2），可以发现，无论是新型城镇化还是产业结构升级的预测方差大多是自身冲击达到的，即过去的新型城镇化发展与产业结构升级均能够在70%以上水平解释当前城镇化发展和产业结构升级；产业结构升级对新型城镇化的影响大于新型城镇化对产业结构升级的影响，且随着时间的推移，二者之间的相互影响越来越大。因此，在经济发展过程中，应注重优先推进产业结构升级，以实现新型城镇化与产业结构升级的良性互动。

表2 PVAR模型方差分解结果

（二）耦合协调度模型分析

为了解新型城镇化与产业结构升级的互动状态，本文使用耦合协调度模型进行分析。“耦合”源于物理学，最早由任继周（1994）应用于农业研究领域，随后，刘耀斌（2005）、高楠（2013）和覃小华（2014）等学者将系统耦合理论广泛应用于经济学领域，研究两个或者多个系统之间的协调发展程度。中国新型城镇化与产业结构升级之间的耦合度公式为：

其中，UB是新型城镇化综合指标的序参量，IS是产业结构综合指标的序参量，C的取值范围为［0，1]，当C=0 时，新型城镇化与产业结构升级耦合度极低，二者处于无关状态；当C=1时，新型城镇化与产业结构升级耦合度最大，形成了良性互动的耦合状态，并在彼此影响中向新的有序结构进展。计算得出0.444≤C≤0.500，即新型城镇化与产业结构升级的发展处于颉颃时期，彼此的影响不相上下，尚未突破相互制衡的阶段。

其中，D为耦合协调度，T=a×UB+b×IS，反映新型城镇化与产业结构升级的综合协调度，这里假设二者在协同发展过程中占有同等重要的份额，故而a=b=0.5。D的取值范围为［0，1]，越接近于1 说明二者的匹配协调性越好，参考廖重斌（1996）的耦合协调度区间和等级标准，判断中国新型城镇化与产业结构升级的协调性。

整体上，0.207≤D≤0.611，说明中国新型城镇化与产业结构升级的发展关系处于中度失调至初级协调之间；从耦合协调度变动趋势上来看，各地区新型城镇化与产业结构升级的耦合协调度正逐步提升，已经由2003年的0.207≤D≤0.533上升至2017年的0.443≤D≤0.611。从耦合协调度地区差异上看，以最新发展的2017年为例（见表3），北京处于初级协调阶段，产业结构升级发挥了重要作用，这与PVAR模型研究结果一致，今后应着力提升新型城镇化的建设水平；上海、江苏直至湖北等省市处于勉强协调阶段，除上海、黑龙江、湖南和辽宁的新型城镇化建设水平较低外，其余省区市都应加快产业结构的优化升级；重庆、吉林直至宁夏等省区市处于濒临协调阶段，可以看出，该阶段新型城镇化与产业结构的发展水平都比较低而且二者的差异较小，因此，应该进行同步提升。

表3 2017年新型城镇化与产业结构升级的耦合协调度

（三）面板中介效应模型

为反映相关影响变量在新型城镇化与产业结构升级过程中的作用机制，本文基于面板中介效应模型检验各相关影响变量的中介传导效应，具体表达式如下：

其中，Yit为因变量；Xit为自变量；Mit为中介变量；ε1、ε2和ε3均为误差项；c为Xit对Yit的总效应；a为Xit对Mit的效应；c′为控制Mit后Xit对Yit的直接效应；b为控制Xit后Mit对Yit的效应。若a和b都显著且c′不显著，则间接效应显著，直接效应不显著，说明只有中介效应，属于完全中介；若a和b都显著且c′显著，则说明间接效应和直接效应均显著，属于部分中介；若a和b至少有一个不显著，则用Bootstrap法重复抽样1 000次检验是否存在直接效应和间接效应。中介效应即为间接效应，等于a和b的乘积，与总效应和直接效应的关系是c=c′+ab。

根据中介效应检验结果（见表4）可以发现，当IS 为因变量UB 为自变量时，地区经济发展水平（PGDP）、物 质 资 本（INVE）、市 场 因 素（MARK）、人力资本（HUMA）、技术进步（TECH）、外商投资（FDI）、金融支撑（FINA）和对外开放程度（TRAD）均存在中介传导效应，其中，地区经济发展水平与人力资本发挥完全中介效应，其余各影响变量发挥部分中介效应，因此，更应注意经济发展水平与人力资本的提升。当UB为因变量IS为自变量时，地区经济发展水平（PGDP）、物质资本（INVE）、市场因素（MARK）、人力资本（HUMA）、技术进步（TECH）、金融支撑（FINA）存在中介效应，与上述结果类似，地区经济发展水平和人力资本发挥完全中介效应，其余各影响变量发挥部分中介效应。因此，为实现新型城镇化与产业结构升级的协同发展，应充分发挥完全中介传导变量的传导作用，当然也不能忽视部分中介传导变量的效应。

表4 中介效应检验结果

续表4

（四）面板门槛模型

目前已经有学者注意到新型城镇化与产业结构升级之间的非线性关系，基于中介效应模型的分析结果，利用面板门槛模型对中介变量的门槛效应进行检验。单一门槛模型具体设定如下：其中，Yit为被解释变量，Xit为解释变量，q为门槛变量，q1和q2分别表示门槛值，ζit为随机干扰项，γ为门槛变量的待估系数。

1.新型城镇化（UB）为自变量，产业结构升级（IS）为因变量

此时，中介变量的门槛效应检验结果见表5所列。可以看出，地区经济发展水平（PGDP）、市场因素（MARK）和技术进步（TECH）存在双重门槛效应，物质资本（INVE）、人力资本（HUMA）、外商投资（FDI）和金融支撑（FINA）存在单一门槛效应，对外开放程度（TRAD）不存在门槛效应。

表5 产业结构升级作为被解释变量的门槛效应检验结果

基于此，运用面板门槛模型进行回归分析，结果见表6所列。总体来讲，新型城镇化发展对产业结构升级具有推动作用。当地区经济发展水平（PGDP）处于低水平和高水平时，新型城镇化（UB）对产业结构升级（IS）的促进作用较大，当地区经济发展水平（PGDP）处于中等水平时，新型城镇化（UB）对产业结构升级（IS）的促进作用较小，说明在地区经济发展过程中新型城镇化促进产业结构升级的作用呈现出由高到低，再由低到高的过程。该现象可以通过“中等收入陷阱”理论解释，城镇化发展与地区经济发展水平密不可分，从宏观角度分析，二者之间呈现出显著的正相关，在经济发展的初期阶段，中国城镇化主要表现为农村人口向小城镇集聚，至1990年开始严格控制大城市的人口流动。近年来，中国不断探索特色城镇化道路，虽然城镇化率显著提升，但也出现了区域城镇化发展不平衡、城镇建设质量参差不齐等问题，因此，新型城镇化对产业结构升级的影响在经济发展水平不同的地区也存在显著差异，就门槛值而言，北京、上海、天津和江苏处在经济发展的高水平阶段，浙江、福建和广东处在经济发展的中等水平阶段，其余各省均处在经济发展的低水平阶段，应尽快实现由低经济增长水平向高经济增长水平的过渡。

当国有企业员工占比（MARK）处于低比例时，UB对IS的促进作用为0.219，当国有企业员工占比（MARK）处于中等比例时，UB 对IS 的促进作用为0.078，当国有企业员工占比（MARK）处于高比例时，UB 对IS 的影响在1%的水平上为负，说明随着市场活力的减弱，新型城镇化对产业结构升级的影响由正转负。就门槛值而言，新疆、北京、陕西、黑龙江、内蒙古和辽宁的国有企业员工占比处在中等阶段，其余各省区市均在低等阶段，因此，各地区应实现就业形式的多元化，尤其是处在中等阶段的省区市应积极释放市场活力。

表6 面板门槛模型参数估计结果

当技术进步（TECH）处于低水平时，UB对IS并没有显著的正效应，随着技术创新水平的提高，其促进作用会逐渐增加，由中等水平阶段的0.137 增长至高水平阶段的0.244，说明新型城镇化带来的集聚效应促进了创新能力的提升，从而有效带动产业结构升级。就门槛值而言，目前广东、江苏、浙江、北京、山东、福建、上海、四川和安徽处在高水平阶段，其余各省区市，尤其是宁夏、海南和青海处在低水平阶段的省区市应加大对科技研发的资金支持，尽快缩小与高水平省区市自主创新能力的差距。

当地区物质资本（INVE）、人力资本（HUMA）和金融支持（FINA）未跨越门槛值时，UB对IS的促进作用较小，跨越门槛值后，UB对IS的促进作用增大，说明物质资本投资、人力资本、技术进步和金融支持高的地区，新型城镇化对于产业结构升级的促进作用效应更加明显。就门槛值而言，海南、宁夏、青海的物质资本投资在门槛值以下，除北京和上海外，其余各省区市的人力资本均在门槛值以下，安徽、湖南、山西、陕西、广西、云南、江西、内蒙古、黑龙江、贵州、新疆、甘肃、宁夏、海南和青海的金融支持在门槛值以下，这些省区市应注意加强教育投入，提升人力资本并完善金融机制。

外商投资水平（FDI）低的地区，UB对IS的促进作用为0.205，外商投资水平（FDI）高的地区，UB对IS 的促进作用为0.104，说明新型城镇化对产业结构升级的影响具备边际效应递减的特点。就门槛值而言，天津属于外商投资高水平地区，因此，应创新外资利用模式，不能形成一味地依赖。

2.产业结构升级（IS）为自变量，新型城镇化（UB）为因变量

此时，中介变量的门槛效应检验结果见表7所列。可以看出，物质资本（INVE）、人力资本（HUMA）、技术进步（TECH）和金融支撑（FINA）存在双重门槛效应，地区经济发展水平（PGDP）和市场因素（MARK）存在单一门槛效应，外商投资（FDI）和对外开放程度（TRAD）不存在门槛效应。

表7 新型城镇化作为被解释变量的门槛效应检验结果

基于此，运用面板门槛模型进行回归分析，结果见表8所列。总体来讲，产业结构升级对新型城镇化发展具有拉动效应。当地区经济发展水平（PGDP）、物质资本（INVE）、人力资本（HUMA）和技术进步（TECH）未跨越门槛值时，IS对UB的拉动效应较小，跨越门槛值后，IS 对UB 的拉动效应增强。当市场因素（MARK）未跨越单一门槛时，IS 对UB的拉动效应较大，跨越单一门槛后，IS对UB的拉动效应较小，其作用机制与上文类似，此处不再重复论述。需强调的是，随着金融支撑（FINA）发展水平的提升，IS对UB的拉动作用也越强，说明了在新型城镇化发展阶段，服务业和金融业等第三产业是促进其发展的重要因素，不仅为新型城镇化建设提供了必要的资金支持，而且提高了资金配置的效率，发挥了金融集聚的效应，而工业化的作用相对减弱。

表8 面板门槛模型参数估计结果

五、结论与建议

（一）结论

基于2003-2017年全国30 个省区市的面板数据实证结果表明：新型城镇化与产业结构升级互为格兰杰因果，二者是双向影响的关系，且产业结构升级的影响力更大；新型城镇化与产业结构升级的发展处于颉颃时期，耦合协调度处于中度失调至初级协调之间，且各地区之间差异较大；当新型城镇化作为自变量，产业结构升级作为因变量时，地区经济发展水平、物质资本、市场因素、人力资本、技术进步、外商投资、金融支撑和对外开放程度的中介传导效应显著，除对外开放程度外，其余中介变量的门槛效应皆存在；当新型城镇化为因变量，产业结构为自变量时，地区经济发展水平、物质资本、市场因素、人力资本、技术进步和金融支撑的中介传导效应显著，且各变量的门槛效应皆存在；新型城镇化与产业结构升级存在相互促进的内在循环机制，新型城镇化推动了产业结构升级，产业结构升级拉动了新型城镇化。这与《习近平关于社会主义经济建设论述摘编》的理论精神一致，党的十八大以来，以习近平同志为核心的党中央做出经济发展进入新常态的重大判断，形成以新发展理念为指导、以供给侧结构性改革为主线的政策框架，贯彻稳中求进工作总基调，全面推进工业化、信息化、城镇化、农业现代化同步发展。推进新型城镇化是当前和长远相结合，统筹稳增长、调结构、惠民生的重要战略举措，利于全面提升城市综合承载能力，带动农村一二三产业的融合发展。同时，推进城镇化也是解决农业、农村、农民问题的重要途径，是推进区域协调发展的有力支撑，是扩大内需和促进产业升级的重要抓手，对全面建成小康社会、加快推进社会主义现代化具有重大现实意义和深远历史意义。因此，为实现产城融合，本文基于上述研究结论，从新型城镇化与产业结构升级的互动关系及作用机制两方面入手提出政策建议。

（二）建议

1.推进产业结构战略性调整，将产业结构高级化与产业结构合理化并重

首先，在新型城镇化与产业结构升级的互动关系中，应优先促进产业结构的优化升级，充分发挥其对自身及新型城镇化的推动作用，以提升二者的耦合协调度。一方面，在产业结构优化升级的过程中，不再过度强调三次产业单纯比例关系的变动，而应发展与当地比较优势及新型城镇化发展水平相匹配的产业，注重产业价值链的提升与高新科学技术的发展，构建由创新驱动的现代产业体系，逐步实现经济发展由数量增长型向质量增长型的转变。另一方面，应促进产值结构与就业结构的融合发展，促进就业结构以第一产业为主向第二产业为主再向第三产业为主的过渡，促使劳动力素质不断提升，降低结构性失业，并为劳动者自主择业提供更为广阔的平台。其次，不再过度重视人口城镇化或土地城镇化等单一指标的变动，而应根据资源环境承载力构建科学合理的城镇化宏观布局，促进大中小城市和小城镇合理分工、功能互补、协同发展，同时注重生态文明和文化传承，改变农业剩余劳动力在城镇“候鸟式就业”现状，实现农村人口向城镇“融入型”转移，从而更好地发挥新型城镇化与产业结构升级的相互促进作用。

2.发挥中介变量的传导作用，努力破除门槛效应

为加快产城融合、实现经济高质量发展，具体应做到以下几点：

就地区经济发展水平因素而言，应转变经济发展方式，克服中等收入陷阱。一方面，加快推进产业融合，缓解产业结构性过剩问题，更加强调依靠创新和技术进步推动产业链提升和价值链升级，包括从劳动密集型、低附加值的简单加工制造向设计、研发、服务等高附加值环节延伸的价值链垂直升级方式，也包括通过技术、生产系统重组来提高产业链整体效率的平行跃升方式。积极发展高新技术产业，培育新的经济增长点，继续深化供给侧改革，注重产品质量与服务质量的提升，注重市场交易成本的下降，走中高端产品路线，实现实体经济的稳步发展。另一方面，利用互联网平台发展电子商务，基于大数据分析用户偏好和购买意愿，实现顾客购买行为与商品研发销售的匹配，并通过消费结构的升级拉动内需，降低国际市场冲击的影响，引领产业结构优化升级，保持经济的健康持续增长，促使平台经济成为新的产业组织形态，更加强调制造与服务的融合，推进制造业高质量发展，并注重资源节约与环境友好，发展绿色经济。

就市场因素而言，应实现多元化就业，激发市场活力。一方面，经济的发展及人们知识结构的改变，对人们的生产生活方式产生了深刻影响，导致市场中的就业结构发生改变，因此，劳动者应继续加强学习，利用数字经济实现多元化就业。另一方面，采取多种措施加快国有企业改革，在具有竞争性的领域，有序实现“管企业”向“管资本”转变，在具有垄断性的领域，适当引进竞争机制，使其在良性竞争环境中提高生产效率，同时深化“放管服”改革，真正做到简政放权，进一步优化营商环境，以激发市场主体活力。

就人力资本因素而言，应加强教育投入，提升人力资本。一方面，政府应充分考虑全国各省区市的实际教育情况，采取法制化手段，以明确规范的形式切实保障教育投资水平，建立健全社会监督机制，确保教育经费合理合规使用，积极创办高质量学校，培养学生的实践能力，并扩大成人教育规模，完善教育体系。另一方面，企业应通过就业人员在岗培训形式不断提升人们素质，既能满足产业优化升级对人才的需求，也能促使流向城镇的劳动力找到与之能力相匹配的工作岗位，使其能够留在城镇，实现产城协调发展。

就技术进步与外商投资因素而言，应创新外资利用模式，加快技术进步。一方面，优化外资利用结构，从重视外资规模向重视外资质量转变，尤其应注重引进国外先进技术与管理方法，创新人才培养模式，加强创新思维的训练，实现由人口红利向人才红利的转变，加快推进自主创新能力的提升，但应控制利用外资的比例，避免形成依赖。另一方面，提高知识产权保护意识，完善相关政策法规，鼓励与外资企业技术研发进行合作、引进和转让，尽快缩小与发达国家的自主创新差距，同时促进“产学研”相结合，实现技术创新与产业结构优化升级的快速对接。

就金融支撑因素而言，应完善金融体系，提升金融支撑。一方面，根据各省区市发展优势，构建区域化、多层次、多中心的金融体系，注重农村金融业发展，激活民间资本，组建专门的新型城镇化发展基金，提供针对特色农产品开发、交通道路建设、信息网络建设以及其他相关生活服务设施建设的金融产品，同时完善涉农保险、农村信用担保、民间金融监管等相关配套机制。另一方面，通过结构性金融手段，引导特色产业集群的形成和特色产业园区的建设，并利用交易结算信息和产业大数据，加快市场重组，实现线上交易和线下交易“两手抓”。