产业结构城市化论文

随着产业结构的调整和城市化进程的推进，我国的能源消耗急速上升。由历年统计年鉴可知，我国2014年总能源消耗达到42.6亿万吨标准煤，其中燃煤消耗占总能源消耗的66%，是产生城市大气污染物的主要原因。此外，我国城市汽车消费量快速增加，我国燃油消耗年平均增长达6%，所排出的机动车尾气使得城市的大气污染加剧。今天小编为大家精心挑选了关于《产业结构城市化论文(精选3篇)》，欢迎阅读，希望大家能够喜欢。

产业结构城市化论文 篇1：

产业结构与城市化的耦合互动关系研究

［摘要］ 本文根据产业结构演变的城市化响应强度，将我国改革开放以来的城市化体系变动对产业结构演变形成的响应与反馈作用分为弱响应阶段和强响应阶段；同时，借用物理学上的耦合度对城市化与产业化的相互作用进行评估，发现我国产业结构发展水平滞后于城市化水平，城市化发展缺乏产业结构支撑，城市化缺乏后劲。

［关键词］ 城市化； 产业结构；耦合

doi : 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2011 . 23. 017

［

产业结构与城市化之间的相互作用关系是城市化研究的重要领域。城市化的阶段性特征是产业结构调整与升级的结果。产业结构的有序演变是加速城市化进程和提高城市化质量的基础，同时，产业布局的调整和优化又离不开城市化的支撑。产业结构转变与城市化互动已成为我国城市发展的必然趋势，本文通过探讨我国城市化与产业结构发展的互动关系，为保持城市化与产业结构的良性协调发展提供决策参考。

1产业结构演变城市化响应强度分析

产业结构演变城市化响应强度是指城市化发展对产业结构演变的作用强度，即包括城市化进程推进、城市空间结构变化、区域城市体系演变等城市化体系变动对产业结构演变形成的响应与反馈作用的程度。该指标通过人口非农化率（城市化率）与产业非农化率比值反映城市化对产业结构变化的作用强度，其测度模型［１］为：

式中，Ｒ为产业结构演变的城市化响应系数，ｍ为非农人口数量，Ｍ为总人口数量， ｆ为非农产业增加值，Ｆ为总增加值。Ｒ值越大，城市化对产业结构演变作用强度越大；Ｒ值越小，表示作用强度越弱。 从图１ 可以看到，１９７８年以来，我国产业结构演变城市化响应系数总体上呈现迅速递增的趋势，由１９７８年的０．２３５ ６上升至２００９年的０．８２２ ６，这说明改革开放以来，城市化发展相对快于产业结构变化，城市化的加速推进带来了生产要素的规模化、集约化，从而提高了非农产业的比较成本收益，促进了需求扩张与消费增长。这一时期的产业结构演变城市化响应强度可以分为两个阶段：第一阶段为１９７８-１９９５年，产业结构升级的城市化弱响应阶段，Ｒ由１９７８年的０．２３５ ６上升至１９９５年的０．４３２ ５，这主要得益于１９８３年以后随着经济体制由“计划经济为主，市场经济为辅”向“有计划的商品经济的过渡”， 同时中国开始税制改革，对产业结构进行了调整，经济出现了高增长，带动了城市化进程的加速；第二阶段为１９９６年至今，产业结构升级的城市化强响应阶段，Ｒ由１９９６年的０．４５３ ４迅速上升至２００９年的０．８２２ ６， 如此大幅度的提升主要得益于１９９４年以来的财税及收入分配体制、金融体制、外贸体制、国有企业管理体制、流通体制、社会保障体制等一系列改革大步推进，在各领域深入拓展，为经济结构调整和国民经济的高速发展提供了巨大支持，经济出现了新气象，各产业特别是第三产业迅猛发展，为城市化加速发展提供了强大的支撑。

从表２的结果可以看出，我国自１９９０年以来城市化与产业结构水平均呈现上升趋势，其耦合度不断提升。首先可以注意到，总体上我国产业结构平水平滞后于城市化水平，这主要是因为自20世纪90年代以来，中国经济体制改革在各领域深入拓展，第三产业迅猛发展，而第三产业发展的初期主要是商业、餐饮业等对劳动力素质要求较低的服务业，所以大量的第一、二产业劳动力迅速转移到第三产业，完成了产业结构与就业结构优化升级的初级阶段，也促进了城市化的发展。从20世纪90年代后期开始，我国第三产业的经济增长方式已经发生了转变，其低起点的增长空间已经被逐步填补，单纯依靠劳动力数量的扩张对第三产业经济增长的作用已经越来越弱。此外，航空、铁路、邮电等垄断行业由于长时期的非市场化运作，其就业安排并非根据产业发展的需要，从而积累了大量的冗员，90年代后期的国企改革促使了这些行业的减员增效，而一些新兴的资本密集型和技术密集型三产部门如通信信息业、技术咨询业等，在促进第三产业经济增长的同时却不能吸纳更多的劳动力，导致第一产业劳动力的回流，产业结构升级优化受到极大的阻碍，从而落后于城市化的发展。２００７年以来，产业结构水平出现高于城市化水平的势头，但因为目前这只是短期现象，其长期趋势仍有待进一步观察。从耦合度上看，由１９９０年的极度失调演变为２００９年的良好协调，城市化与产业结构的耦合度逐年上升，并逐渐向耦合强度较高的方向发展。

3结论

（1）从产业结构演变的城市化响应强度看，我国城市化进程推进、城市空间结构变化、区域城市体系演变等城市化体系变动对产业结构演变形成的响应与反馈作用在逐渐增强。

（2）从动态趋势而言，我国城市化与产业结构耦合状态不断改善。但是，现阶段城市化与产业结构耦合发展尚未处于优质协调状态，城市化与产业结构在结构、功能、时间、速度上依然存在不同程度的失调现象。

（3）总体来看，我国产业结构发展水平滞后于城市化水平。这说明在我国城市化进程不断加快的同时，产业结构优化升级的步伐没有跟上，这也就初步显露出城市化发展缺乏产业结构支撑、城市化缺乏后劲的问题。２００７－２００９年表现出城市化略滞后于产业结构的态势，有待进一步关注其未来走势。

总之，我国城市化与产业结构发展仍未实现良性互动的局面。这就要求，必须采取措施推动城市化与产业结构早日实现协调发展与良性互动。

主要参考文献

［１］刘艳军，李诚固，王颖． 中国产业结构演变城市化响应强度的省际差异［Ｊ］．地理研究，２０１０，29（７）．

［２］生延超，钟志平．旅游产业与区域经济的耦合协调度研究——以湖南省为例［Ｊ］．旅游学刊，２００９（８）．

［３］王春枝． 内蒙古产业结构与就业结构关系的实证分析［Ｊ］．内蒙古财经学院学报，２００５（２）．

作者：王春枝

产业结构城市化论文 篇2：

产业结构及城市化发展对雾霾的影响

随着产业结构的调整和城市化进程的推进，我国的能源消耗急速上升。由历年统计年鉴可知，我国2014年总能源消耗达到42.6亿万吨标准煤，其中燃煤消耗占总能源消耗的66%，是产生城市大气污染物的主要原因。此外，我国城市汽车消费量快速增加，我国燃油消耗年平均增长达6%，所排出的机动车尾气使得城市的大气污染加剧。考察上述现象，本文认为研究经济较发达的上海市产业结构转型和城市化发展过程中的大气污染问题对于认真应对我国城市化进程中的环境问题，以及促进上海市的可持续发展有重大的参考意义。

一、上海市产业结构、城市化现状与大气污染状况

1.上海市城市化进程及产业结构变迁。近代以来，上海市一直处于中国经济发展的前列。改革开放后，上海的人口城市化取得巨大进展，改革开放初期上海市的人口城市化率已经达到60%，改革开放20多年后，上海市人口几乎翻了一倍。截止2014年底统计公报披露，上海的人口城市化水平率达90%，城市化进程步人后期。

1949年以前，上海经济尽管存在殖民地的畸形发展，但不失為多元经济，是远东最大的贸易和金融中心。改革开放以来，上海明确提出建成国际经济、金融、贸易中心，进一步加大了产业结构调整的力度。截止到2014年底上海市第一产业占国内生产总值的比重为0.53%，比1900年的4.38%，下降了3.85个百分点。第三产业已经取代第二产业成为上海市的国民经济支柱产业。

2.上海市大气污染状况。近几年，上海市大气环境质量总体保持稳定，环境空气质量优良率连续六年高于85% 。2014年，全市环境空气质量为优良的天数达到281天，优良率为70%。大气中的二氧化硫、一氧化碳和臭氧的浓度均在标准值以内，二氧化氮、可吸入颗粒物（PM10）和细颗粒（PM2.5）超标均达一倍以上，是影响上海市空气质量的主要污染物。

综上，城市的生态问题已成为我国经济与社会可持续发展的主要障碍。但是并不是城市化的水平越高，对环境的污染破环越大，城市化开展的不当措施才是影响生态环境的关键因素，同时产业结构不合理也会影响环境。上海市作为国际大都市，其城市化水平已经非常高，通过几十年的政策引导，上海市对大气污染的控制已经取得了显著成效，可近两年来却屡屡受挫，大气污染问题日益严峻。

二、上海市产业结构、城市化与大气污染关系假设与验证

1.指标的选取。通过查阅大量文献发现，各类学者对城市化指标体系的构建相差不大；曾浩等将城市化水平分为人口城市化、社会城市化、空间城市化和经济城市化4个指标。各类学者对一级指标之下的二级指标的选取也都大同小异。

本文以上述国内外学者的研究结论为参考，依据上海市自身特点总共选取非农业人口数（万人）、非农业人口占总人口比重 、上海市生产总值（亿元）、 人均GDP （元）、第三产业生产总值（亿元）、居民消费水平 （元/人）、城镇居民人均居住面积（平方米）、均公共绿地面积 （平方米）、社会消费品零售总额（亿元）、邮政业务总量 （亿元）这10个指标构建上海市城市化综合指数CP，选取第三产业生产总值/（第一产业生产总值 +第二产业生产总值）构建上海市的产业结构综合指数IS，选取中心城区二氧化硫年日平均值 （毫克/立方米）、中心城区二氧化氮年日平均值 （毫克/立方米）、中心城区可吸入颗粒平均浓度 （毫克/立方米）、降水PH平均值 、环境空气质量优良天数 （天）这5个指标构建上海市大气污染的综合指数AP。

2.模型设定。本文利用Eviews软件对大气污染综合指数AP、产业结构指数IS、城市化率综合指数CP进行单位根检验，以AP作为被解释变量Y，CP、IS作为解释变量，构建模型：

其中Y为被解释变量即大气污染水平AP，X1t 和X2t为第t年的解释变量即城市化水平CP和产业结构IS；β1和β2为CP和IS两个解释变量相对应的参数向量；β3为截距项； 为误差项。

3.数据选取及处理。近十几年来，上海市采取了各种措施来防治污染，也取得了一定的成果。但关于大气污染物统计方面一直未有确定的统计口径，经查找搜取，以上海市统计年鉴为主要参考，本文决定选取2001年到2014年的数据。

本文采用客观赋权的熵值法进行系数计算，由于信息量越大不确定性就越小，熵也就越小；信息量越小不确定性越大，熵也越大。所以本文认为此种方法可以明确的判断指标的客观性和科学性，可以通过观测各指标所提供的信息量多少来确定权重系数。

4.确定综合指数。应用大气中SO2、NO2、可吸入颗粒物、降水PH平均值和空气优良天数这5项指标，构建代表2001—2014年上海市大气环境污染状况的综合指数Y（AP），其计算公式为：

然后用同样的方法，构建代表2001—2014年上海市城市化率的综合指数X1 和产业结构综合指数X2其计算公式为：

三个函数式中： 为各指标权重， 、E i和Vi均为经过改进的标准化后的数据。根据此公式，可计算并绘制出上海市十四年来城市化水平、产业结构与大气污染水平综合评价趋势图（见图3-1）。从图3-1可以看出，随着时间推移，IS曲线上升势头强劲，斜率较大，CP曲线几乎呈直线上升。从总体而言，从图中可以大概看出上海市的大气污染综合指数与城市化水品综合指数、产业结构综合指数呈负相关。

5.相关性分析及单位根检验 。由于模型估计有可能存在多重共线性，因此本文对各个指标之间进行了相关性检验。产业结构变化与大气污染呈现明显的负相关性，相关系数较大，城市化水平与大气污染呈现负相关性，相关系数也较大。经过格兰杰因果检验，城市化水平CP以及产业结构IS都与大气污染AP呈现单向格兰杰因果关系，说明本文的计量关系模型成立。

6.计量结果与分析。利用Eviews软件分析处理各数据，按照公式（1）所示计量模型拟合方程如下：

AP = -0.422580882282*CP - 0.255779295392*IS + 3.56617917208

研究结果表明上海市城市化与大气污染之间的关系比较特殊。通过构建模型并分析发现，伴随着生态城市化的推进，城市化的加速发展并没有对大气污染产生恶性影响，反而在很大程度上缓和了大气污染程度，出现了良性影响。

就城市化水品方面来说，CP与AP呈现明显的负相关，影响系数为-0.422580882282，表明上海市城市化发展缓解了上海市的大气环境污染。本文从经济、人口、社会和城镇化四个角度反映上海的城市化水平，可以看出上海市的城市化发展比较合理，并没有偏向于某一方面，所以上海市的城市化进程并没有加重上海市的大气污染，这对于中国其他城市的发展具有借鉴意义。从产业结构角度来说，IS与AP呈现负相关关系，影响系数为 -0.255779295392，这表明上海市当前正在推行的产业结构对废气污染有缓解作用，证明上海市的产业升级对废气污染起到正向的影响作用。

三、结论与建议

针对上海市目前城市化、产业结构和大气污染现状，本文有针对性的提出一些对策和建议。第一，政府可以加强市场约束，严格环境能耗标准，淘汰落后生产设备，依法关闭污染生态环境的落后企业，同时发展节能服务产业和环保产业，推广“资源利用高效，生态环境友好”的增长方式。第二，完善城市大气污染联防联控机制，对主要污染物颗粒开展多种协同控制，同时结合上海市各重点区域排放特点和排放水平，严格规定区域主要大气污染物排放限值；深化总量控制制度。第三，鼓励并组织研发能源节约和替代技术、能量充分利用技术、“零”排放技术、废气回收处理技术，特别是降低再利用成本的技术。第四，应当发展方便快捷的公共交通系统，构成自行车、电瓶车、公共汽车、出租车、地铁和行人和谐并存的立体交通道路体系。同时限制私家车出行，制定严格的排放标准，加强监管力度。

（作者单位：上海海事大学水运经济研究所）

作者：杨银

产业结构城市化论文 篇3：

产业结构变迁的城市化效应实证分析

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

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。

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。

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）

作者：张学鹏 李进伟