產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)變動與中國城市化發(fā)展趨勢

何景熙 何 懿

(四川大學經(jīng)濟學院/人口研究所，四川成都 610064)

區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展及結(jié)構(gòu)變動與人口城市化的因果關聯(lián)性是經(jīng)濟學長期關注的問題。美國經(jīng)濟學家西蒙·庫茲涅茨［1］把現(xiàn)代經(jīng)濟增長概括為工業(yè)化和城市化過程，并指出:隨著經(jīng)濟的發(fā)展主導產(chǎn)業(yè)由農(nóng)業(yè)向制造業(yè)和服務業(yè)為主轉(zhuǎn)變，這種結(jié)構(gòu)變動需要勞動力、資本投資和居住地點向城市轉(zhuǎn)移，由此帶動了城市化進程。美國發(fā)展經(jīng)濟學家錢納里等人［2］指出，工業(yè)化與城市化密切關聯(lián)，工業(yè)化是城市化動因，而工業(yè)化過程則是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動過程。因為工業(yè)化過程中生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變動，會引起生產(chǎn)要素，如資本和勞動力人口等從農(nóng)村向城市轉(zhuǎn)移，即促成城市化現(xiàn)象。著名的“錢納里多國模型”對各國工業(yè)化發(fā)展不同階段上二者之間的對應關系作了計量描述。庫茲涅茨和錢納里都確信，人口城市化發(fā)展(以人口城市化率變動為參照物)與工業(yè)化發(fā)展過程(以第二產(chǎn)業(yè)－就業(yè)比重為參照物)之間，存在內(nèi)在著互動規(guī)律。但他們的研究并未明確指明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動、就業(yè)結(jié)構(gòu)變動、人口城市化三者間存在怎樣的因果關聯(lián)。

Moir［3］從歷史發(fā)展的縱向角度考察了在經(jīng)濟發(fā)展不同階段，各次產(chǎn)業(yè)勞動力結(jié)構(gòu)與城市化聯(lián)系緊密程度的差異，發(fā)現(xiàn)在低發(fā)展水平階段，城市化與第二產(chǎn)業(yè)聯(lián)系得更為緊密;而在發(fā)達國家，第三產(chǎn)業(yè)的勞動力份額與城市化之間的關系更加密切，即在相對較高的發(fā)展階段，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對城市化的影響更大。

保羅·克魯格曼［4－6］以規(guī)模經(jīng)濟、報酬遞增、不完全競爭為假設條件，將空間因素納入到一般均衡的分析框架，認為“空間聚集”是城市形成并不斷擴大的基本因素。而經(jīng)濟活動的空間結(jié)構(gòu)是受經(jīng)濟系統(tǒng)中內(nèi)生和外生力量的綜合作用影響形成的。內(nèi)生力量主要包括地區(qū)吸引物及從一個稠密城市里吸引和排斥經(jīng)濟活動的向心力和離心力。向心力就是促進區(qū)域增長的聚集所產(chǎn)生的收益，離心力是反作用于聚集的力量。正是這種內(nèi)生力量所形成的向心力和離心力在經(jīng)濟活動中消漲以驅(qū)動經(jīng)濟活動主體(廠商和勞動力)在空間重新定位，從而推動產(chǎn)業(yè)的聚集和城市的興起。他指出，單一城市形成進而發(fā)展為多個城市的是基于不同類型的產(chǎn)業(yè)部門的空間聚集規(guī)模不一樣的緣故。這實際上是用經(jīng)濟要素(空間)聚集機制解釋了城市的生長，同時也隱含了人口城市化乃是經(jīng)濟系統(tǒng)的內(nèi)生過程的觀點。Davis、Henderson［7］從聚集經(jīng)濟的角度考察了城市化與產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)變動之間的關系，認為在一個國家的經(jīng)濟發(fā)展過程中，主導產(chǎn)業(yè)由農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向工業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)時，勞動力也隨之發(fā)生部門間轉(zhuǎn)移使企業(yè)和工人聚集到城市，從而促進了城市化發(fā)展。

Murata［8］、Davis、Henderson［7］的研究肯定了技術在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動推動城市化發(fā)展的正面作用。在考察作為外生的因素的政府的政策干預對城市化進程的影響后，Murata發(fā)現(xiàn)政府實施的一些經(jīng)濟政策，如基礎設施投資政策、價格控制政策、貿(mào)易保護政策等會對城市化產(chǎn)生影響，并指出，其路徑是政策先影響到各產(chǎn)業(yè)部門組成的份額，進而間接影響到城市化。至于具體如何影響，則未作進一步分析。

在實證研究方面，Moomaw、Shatter［9］通過對影響城市化的因素的分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)人口的增加會阻礙城市化進程，而工業(yè)人口的增加對城市化發(fā)展有促進作用。Black、Henderson［10］以其實證研究結(jié)果揭示了不同的城市規(guī)模上，城市的主導產(chǎn)業(yè)類型是有差別的，金融、商業(yè)、教育、管理等現(xiàn)代服務業(yè)發(fā)達的城市在規(guī)模上較大，而制造業(yè)發(fā)達的城市則規(guī)模相對較小。第三產(chǎn)業(yè)對城市化的推動作用更強。

2000年以來，我國學術界對人口城市化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的關聯(lián)性問題也做了研究。干春暉、余典范［11］注意到，“城市化的實質(zhì)是由生產(chǎn)力變革引起的人口和其它經(jīng)濟要素從農(nóng)村向城市轉(zhuǎn)變的過程”。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級需要依托城市化;城市化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級的重要內(nèi)容。在實證研究方面，孫久文、彭薇［12］采用時間序列回歸模型對我國1980－2007年城市化率與工業(yè)化(GDP中工業(yè)產(chǎn)值占比)關系的實證分析結(jié)果表明，工業(yè)化水平與城市化率存在負向關聯(lián)，且我國與中高收入水平國家模型最為接近。他們認為，隨著經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整，中國城市化滯后于工業(yè)化的現(xiàn)象正在得到糾正。宋洋洋［13］通過對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與城市化進程的關系協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整和升級明顯的影響著城市化進程，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級是城市化進程的格蘭杰原因。

此外，不少學者特別關注我國服務業(yè)發(fā)展與人口城市化之間的互動關聯(lián)問題。鄭吉昌、夏晴［14］的研究指出，服務業(yè)是城市化發(fā)展的后續(xù)動力;服務業(yè)的發(fā)展能夠增強城市吸納能力，加速城市化進程。江小涓、李輝［15］則發(fā)現(xiàn)城市化發(fā)展水平是影響城市服務業(yè)增長速度和比重的重要因素。張樹林［16］研究揭示了服務業(yè)集聚與城市化二者相互影響，最終形成了正反饋循環(huán)。陳立泰、侯娟娟［17］運用省級面板數(shù)據(jù)模型分析證實了1997－2009年中國服務業(yè)集聚與城市化之間的正向互動關系:服務業(yè)集聚對城市化的促進比城市化對服務業(yè)集聚作用要大，同時，工業(yè)化對城市化促進作用仍然顯著。

筆者以為，上述研究對產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)變動與城市化關聯(lián)性的探索提供了基礎。但不足之處是:其一，研究者對此問題的考察缺少系統(tǒng)性和動態(tài)性視角，即在考察產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)及其變動(含升級)與人口城市化互動時未能將二者作為經(jīng)濟系統(tǒng)的內(nèi)生變量加以分析;其二，未就產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)內(nèi)部各組成要素的變動如何影響人口城市化發(fā)展的動態(tài)過程作序時性因果分析，從而揭示此種互動的短期和長期趨勢。

筆者嘗試彌補已有研究之不足。本研究從宏觀的、動態(tài)的角度對1978年改革以來我國經(jīng)濟系統(tǒng)轉(zhuǎn)型過程中，產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)變動、升級與人口城市化之間的互動特征、趨勢作實證性分析，進而揭示其規(guī)律及政策含義。本研究的基本理論前提是，人口城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)為中國經(jīng)濟系統(tǒng)的內(nèi)生變量。中國工業(yè)化過程中的產(chǎn)業(yè)集聚(如制造業(yè)集聚、服務業(yè)集聚等等)和人口集聚(城市化)其實就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動，以及相應的人口就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動過程，而這種通常被稱之為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化或優(yōu)化升級，正是經(jīng)濟系統(tǒng)按照自身邏輯進行(人和物)資源(時空)配置，導致了經(jīng)濟系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)效應由低向高正向演化。

本文從實證的角度探討的主要問題是:其一，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動、就業(yè)結(jié)構(gòu)變動、人口城市化率變動之間是否存在因果關系?如果存在。其因果關聯(lián)循怎樣的路徑?其二，如上述因果關系成立，則構(gòu)成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)的各元素，即一、二、三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)人數(shù)比重的變動與人口城市化(率)變動之間存在怎樣的影響關系，包括影響的短期和長期的程度及趨勢。其三，通過對實證結(jié)果的解析引出其政策含義。

本研究首先采用計量經(jīng)濟學時間序列分析對全國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動、就業(yè)結(jié)構(gòu)變動與人口城市化發(fā)展之間因果關聯(lián)性作出分析和驗證;其次，將第一二三次產(chǎn)業(yè)和就業(yè)作為自變量，人口城市化率作為因變量納入“向量誤差修正模型”(Vector Error Correction Model，VEC模型)進行分析，探索其對人口城市化影響短期和長期趨勢;最后，依據(jù)實證分析結(jié)果，闡明其政策含義及相應的對策思考。

1 產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)變動與城市化關聯(lián)性分析

1.1 1978－2010年中國產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)變動

經(jīng)濟現(xiàn)代化發(fā)展程度不僅取決于GDP的增加，更重要是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。所謂產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是指產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及相應的就業(yè)結(jié)構(gòu)從低級向高級形態(tài)轉(zhuǎn)變的過程。根據(jù)配第－克拉克定理建構(gòu)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度，即各次產(chǎn)業(yè)的增加值比重與就業(yè)比重與之差的絕對值之和。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度，亦稱比較勞動生產(chǎn)率，乃是衡量區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理優(yōu)化程度的重要要指標。

表1是中國1978－2010年三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)的結(jié)構(gòu)偏離度變動情況。這一時期，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和就業(yè)比重均下降，而第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和就業(yè)比重均呈上升趨勢，從各次產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)偏度和總偏離度來看，第一產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)偏差呈持續(xù)下降趨勢，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)偏差均呈現(xiàn)出在波動中下降的趨勢，相應的總偏離度整體上也呈下降趨勢。這說明1978年以來全國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)一直處于正向發(fā)展的過程之中。

其中，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度最大且呈正向，并逐漸減小，表明第一產(chǎn)業(yè)單位產(chǎn)值內(nèi)容納了過多勞動力，即勞動力未充分釋放。而第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度均呈負向，且絕對值在波動中有減少的趨勢，表明第二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性不夠，單位產(chǎn)值內(nèi)產(chǎn)業(yè)對勞動力的吸納不充分。

表1 1978－2010年全國產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度Tab.1 In 1978－2010，the deviation of product and employment of three Industrial strata

同時，中國的一二三產(chǎn)業(yè)－就業(yè)的結(jié)構(gòu)偏離度和總偏離度如與發(fā)達國家相比，仍然存在很大差距。以中美兩國為例。美國2009年三次產(chǎn)業(yè)－就業(yè)的結(jié)構(gòu)偏離度和總偏離度的絕對值分別為0.1、1.4、1.2 和 2.7，而中國 2010 年分別為26.6、18.05、8.54 和53.19，由此表明，中國比較勞動生產(chǎn)率和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)合理程度上均遠低于美國。換言之，若以美國等發(fā)達國家目前的結(jié)構(gòu)偏離度為參照，中國仍然有很大結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的空間。

1.2 產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化變動的計量

1.2.1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化變動計量公式

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動指的是一段時間內(nèi)，各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、就業(yè)人員比重的變化情況。本文根據(jù)孫皓、石柱鮮在《中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長——基于行業(yè)勞動力比率的研究》一文中所采用的方法［18］，來度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)的這種變動。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)變動幅度的計算公式如下。

σ的變動從各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重(就業(yè)比重)變動的角度反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(就業(yè)結(jié)構(gòu))的階段性變動特點。

而城市化率的變動可以用如下公式度量:

式2中，ρ為在T時期內(nèi)，城市化率的平均變動幅度;Y1、Y2分別為t1和t2時刻所對應的城市化率。

現(xiàn)行的城市化率的公式為:城市化率=城鎮(zhèn)常住人口/該地區(qū)總?cè)丝凇?00%。本文取自《中國統(tǒng)計年鑒2011》的城市化率是經(jīng)官方修正后的數(shù)據(jù)。

1.2.2 數(shù)據(jù)來源及處理

基于上述三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動、就業(yè)結(jié)構(gòu)變動度量方法以及相應的城市化率變動度量方法，利用式1對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動進行計算。

根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒可知1978－2010年三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值以及就業(yè)人數(shù)，分別占地區(qū)生產(chǎn)總值和就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重。由于我國以5年為一個期間對經(jīng)濟建設進行規(guī)劃，選取時間跨度為5年，即 T=5。我國將整體經(jīng)濟結(jié)構(gòu)劃分為個3大業(yè)，即n=3。根據(jù)式1，分別計算出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)階段性變動幅度(見表2第一、二欄)。

同時，根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒可知1978－2010年全國城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎?。采?年的時間跨度，即T=5，根據(jù)式2計算出城市化率階段性變動幅度(見表2第三欄)。

1.2.3 各變量間的格蘭杰因果檢驗

為了初步探討產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動、就業(yè)結(jié)構(gòu)變動、城市化率變動三者之間的關系，本文將對其進行格蘭杰因果關系檢驗。由于對時間序列進行對數(shù)變換不影響其本身的平穩(wěn)性和序列間的協(xié)整關系，且可以消除異方差，故對3個序列進行對數(shù)變換，分別記為Lnind、Lnemp、Lnurba。

本文利用表2的數(shù)據(jù)，采用Eviews 6.0統(tǒng)計軟件的ADF檢驗分別對各指標序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。結(jié)果表明，在90%置信度下Lnind、Lnemp、Lnurba同為平穩(wěn)序列，已滿足進行格蘭杰因果檢驗條件。對這三個變量的格蘭杰因果關系檢驗結(jié)果如表3。

表2 全國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化率階段性變化Tab.2 Phased change of industrial structure，employment structure and urbanization %

表3 格蘭杰因果檢驗結(jié)果Tab.3 Result of Granger Causality Tests

由表3可見，從滯后3期開始，全國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動、就業(yè)結(jié)構(gòu)變動與城市化率變動之間存在單向的因果關系(置信度為90%):產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動引起就業(yè)結(jié)構(gòu)變動，而就業(yè)結(jié)構(gòu)變動引起城市化率的變動。這一結(jié)果表明，1978年改革開放以來，全國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級帶動就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動，從而促成人口向城鎮(zhèn)的聚集的城市化現(xiàn)象。

2 城市化發(fā)展動力機制的VEC模型分析

以上結(jié)果僅僅從宏觀的角度表明了全國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動、就業(yè)結(jié)構(gòu)變動與城市化率變動三者間的格蘭杰因果聯(lián)系。然而我們認為有必要進一步探索產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)內(nèi)部各次產(chǎn)業(yè)相關變量與人口城市化互動關系。

本文的計量分析工具為誤差向量修正模型(Vector Error Correction Model，簡稱VEC模型)。VEC模型是有約束的向量自回歸模型(VAR模型)，VAR模型的核心思想就是不考慮經(jīng)濟理論，直接建立一個向量，將所有時間序列作為該向量的內(nèi)生變量，進而考察所有內(nèi)生變量間的關系。而在VAR模型的基礎上建立VEC模型，需要變量間存在協(xié)整關系。因此，VEC模型能夠用于考察經(jīng)濟系統(tǒng)中各內(nèi)生變量之間的長期及短期關系并通過脈沖響應函數(shù)(Impulse Response Function，IRF)加以描述。

VEC(p)模型的數(shù)學表達式為:

式3中，ΔXt為內(nèi)生變量所組成的向量，emct－1為誤差修正項，βi為參數(shù)矩陣，εt為擾動項。

脈沖響應函數(shù)刻畫的是在擾動項上加一個一次性的標準大小沖擊，對內(nèi)生變量當前值及未來之所帶來的影響。對一個變量的沖擊直接影響這個變量，并且通過VECM模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)傳導給其他內(nèi)生變量。由式3得到的向量移動平均模型為:

式 4 中 φp=(φp，ij)為系數(shù)矩陣，p=0，1，2，…，則對 Xj的沖擊，而引起 Xi的響應函數(shù)為，φ0，ij，φ1，ij，φ2，ij，…本文采用Eviews6.0默認的Cholesky-dof adjusted方法。

2.1 VECM模型的構(gòu)建

數(shù)據(jù)來源于統(tǒng)計年鑒中1978－2010年全國城市化率，以及1978－2010年三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重及產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重。為統(tǒng)一指標，體現(xiàn)7個變量的變動情況，先以1978年數(shù)據(jù)為100，對所有序列進行指數(shù)化，而后作對數(shù)化處理，分別記為 Lnu，Lni1，Lni2，Lni3，Lne1，Lne2，Lne3。

首先使用ADF檢驗分別對各序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗，結(jié)果表明，所有序列均為非平穩(wěn)序列，但經(jīng)過一階差分后均同階平穩(wěn)，達到了進行協(xié)整檢驗的條件。利用差分序列構(gòu)建穩(wěn)定的VAR模型，確定協(xié)整最優(yōu)滯后期為2后進行協(xié)整檢驗，結(jié)果表明在5%的顯著性水平下，變量間至少存在3個協(xié)整關系。

根據(jù)最優(yōu)滯后期，建立VECM模型。其中關于Dlnu的VEC模型如下:

模型單位根均落在單位圓內(nèi)，調(diào)整后的R2=0.51，表明模型穩(wěn)定且擬合度較好。

2.2 脈沖響應函數(shù)與方差分解

2.2.1 脈沖響應函數(shù)

依據(jù)上述VEC模型的，可以得到如圖1所示的城市化增長對各變量沖擊的脈沖響應函數(shù)曲線。

從圖1可以看出，各變量對城市化的沖擊隨時間推移在第20期之前均達到了均衡狀態(tài)，因此，圖1所對應的VEC模型是一個穩(wěn)定的系統(tǒng)。依據(jù)圖中各變量對城市化水平的脈沖響應曲線走勢，可作如下判斷:

(1)城市化自身動力較為強勁，但會隨著時間的推移逐漸下降。城市化率在當期對自身的一個正向沖擊后，在短期內(nèi)會產(chǎn)生正響應并逐漸下降，至第11期進入穩(wěn)態(tài)。

(2)在當期給各次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重一個正沖擊后，短期內(nèi)第一產(chǎn)產(chǎn)值比重沖擊對城市化率產(chǎn)生負向影響。這表明第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重受外部條件的一個正向沖擊后，經(jīng)系統(tǒng)給城市化帶來負向的沖擊，沖擊效應在逐漸增加后下降，進入第11期后趨于穩(wěn)定。而第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重沖擊對城市化率產(chǎn)生正向影響，在波動中上升，并分別在第13期和第11期后進入平穩(wěn)狀態(tài)。

(3)三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重變動沖擊對城市化影響程度不同，其中以第二產(chǎn)業(yè)沖擊強度最強，其次是第一產(chǎn)業(yè)，但方向與城市化發(fā)展相反，第三產(chǎn)業(yè)沖擊強度雖然最弱，但也較為明顯。

(4)在本期給各次產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重指標一個正向沖擊后，短期內(nèi)，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重沖擊對城市化率產(chǎn)生負向影響，但效果較弱，這種負向影響在前期出現(xiàn)了波動，隨著時間的推移，波動逐漸減小并在第11期后進入穩(wěn)態(tài)。而第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重沖擊對城市化率在10期前產(chǎn)生了微弱的負向影響，從第11期開始轉(zhuǎn)為正向，強度逐漸增加進入穩(wěn)態(tài)。城市化水平受第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)沖擊影響后，產(chǎn)生強烈的正向反應，除了第3期出現(xiàn)波動外，這種正向反應持續(xù)上升，在第11期進入穩(wěn)態(tài)。

(5)三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重對城市化沖擊強度不同:第三產(chǎn)業(yè)的促進作用最為明顯。而第一產(chǎn)業(yè)的沖擊強度較弱，且方向與城市化水平發(fā)展呈反向關系。第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的沖擊強度最弱。

2.2.2 各要素對城市化沖擊效果的方差分解

根據(jù)VEC模型結(jié)果，得到方差分解結(jié)果，即各變量對城市化的貢獻率如表4。

由表4可見:①城市化率自身變動的貢獻率由大到小并趨于平緩，從第2期的64.99%降到第20期的20.56%;②第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重變動對城市化率變動的貢獻率由小到大并趨于平緩，從第2期的31.33%上升至第20期的61.97%;③二產(chǎn)產(chǎn)值比重變動對城市化率變動的貢獻率由小到大并趨于平緩，從第2期的0.30%上升至第20期的13.73%，但貢獻率遠低于第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重變動;④第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重，以及第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重對城市化率變動的貢獻率小(小于3%)且均在20期前趨于平穩(wěn)。

上述方差分解結(jié)果的含義是，從短期看，在城市化率自身動力趨弱的同時，產(chǎn)業(yè)－就業(yè)的結(jié)構(gòu)內(nèi)部各要素的變動對城市化動力的逐漸增強(貢獻率由最初的35%增加到20期時的79%)，其中，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)變動的動力最為強勁。但從長期看，系統(tǒng)內(nèi)所有要素變動對城市化將不再提供更大的動力。

圖1 城市化對各變量變動沖擊的脈沖響應函數(shù)圖Fig.1 Impulse response functions of urbanization

表4 各要素對城市化沖擊效應的方差分解表(%)Tab.4 The variance decomposition for urbanization

3 結(jié)論與討論

(1)本文的時間序列分析顯示，1978年以來我國經(jīng)濟市場化轉(zhuǎn)型過程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)變動是人口向城鎮(zhèn)空間聚集的重要驅(qū)動力。

(2)從短期看，我國產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)變動對人口城市化的正向影響大，但從長期看，則驅(qū)動乏力。由此表明，若按照既有的業(yè)結(jié)構(gòu)變動模式將很難對人口的城鎮(zhèn)集聚產(chǎn)生強勁的推動作用。其政策含義是，惟有以新的產(chǎn)業(yè)－就業(yè)升級模式才能推動人口城市化的持續(xù)發(fā)展。

(3)本文的VEC模型分析結(jié)果顯示，就業(yè)結(jié)構(gòu)變動對城市化的驅(qū)動力大于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動。特別是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)變動對城市化正向影響最大。究其原因在于我國現(xiàn)行的二元結(jié)構(gòu)下形成產(chǎn)業(yè)與就業(yè)結(jié)構(gòu)變動互不匹配，導致結(jié)構(gòu)偏度長期居高不下。故以新型的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)升級帶動新型城市化發(fā)展須著力解決三次產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度過大的問題。我國結(jié)構(gòu)偏離度與美國等發(fā)達國家間的巨大差距意味著機遇與挑戰(zhàn)并存:一方面預示著中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)仍存在較大的升級空間并可能成為來城市化的強大動力;另一方面，處在轉(zhuǎn)型期的中國將有可能因新型結(jié)構(gòu)升級失敗而陷入如拉美國家那樣的“中等收入陷阱”和無序“城市化”的困境。因此，面對機遇和挑戰(zhàn)，我國要通過全方位的經(jīng)濟和社會改革破解二元制度障礙，極為重要。

(4)實現(xiàn)新型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還應避免區(qū)域結(jié)構(gòu)趨同化。我國東、中、西各省區(qū)發(fā)展水平差異極大，根據(jù)區(qū)域自身的資源稟賦、人力資本和技術優(yōu)勢，發(fā)展具有市場競爭力的新興產(chǎn)業(yè)(行業(yè))，形成新的要素空間集聚點，是推動產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，產(chǎn)生更強勁城市化驅(qū)動力的關鍵。

(5)本研究存在的不足是，我們僅對三次產(chǎn)業(yè)－就業(yè)結(jié)構(gòu)變動與城市化變動之間內(nèi)生的互動關系作了分析。而事實上除內(nèi)生因素外，城市化還受到多種內(nèi)、外生因素的影響。為此，我們期待就此問題作進一步探索。

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