新型城鎮化對產業結構調整的影響及作用路徑
——基于中介效應的實證分析

周 敏 李 磊 朱新華

(中國礦業大學 管理學院，江蘇 徐州 221116)

一、引言與相關文獻綜述

近些年，我國城鎮化發展迅速，截至2016年底城鎮化率已達到57.35%，城鎮化發展進入關鍵時期。伴隨著城鎮化的推進，隨之而來的產能過剩、自主創新能力不足、產業聚集度低和區域結構不合理等問題已成為制約我國經濟和城鎮化發展的瓶頸。為此，中共十九大報告提出了以供給側結構性改革為主線的“新發展理念”。在這樣的背景下，作為供給側改革重要內容的產業結構調整與新型城鎮化有著怎樣的內在關系？新型城鎮化會通過什么路徑影響產業結構調整？開展上述問題研究對于新型城鎮化與產業結構協調發展、實現“產城協同”有著重要的理論價值和現實意義。

目前學術界關于新型城鎮化對產業結構調整的影響研究主要集中于兩個方面。

一是新型城鎮化能否影響產業結構調整。由于研究樣本和變量選擇的差異，現有研究存在兩種相悖的觀點。一種觀點認為新型城鎮化能夠促進產業結構升級，推動產業結構調整。隨著城鎮化進程的持續深入，勞動專業化分工在提高生產效率的同時，也促進了技術創新水平的提升和新興產業的聚集，進而推動了產業結構調整(Michaels et al.,2012)。藍慶新等(2013)以三大產業為基礎，利用空間計量模型實證研究新型城鎮化對產業結構升級的影響，結果表明，新型城鎮化是促進產業發展層次提升和推動產業結構升級的強大動力。孫葉飛等(2016)指出新型城鎮化能通過“選擇效應”優化產業結構、提升企業生產率進而促進經濟增長。趙永平等(2016)的分析結果表明，新型城鎮化對產業結構的促進作用呈現明顯的區域分異特征。因此，新型城鎮化建設在提高要素集聚的外部性和創新效率的同時，可以促進制造業轉型升級(王翔，2017)。另一種觀點是新型城鎮化未對產業結構調整產生積極影響，甚至在一定程度上抑制產業結構調整。以發展中國家為例，當城鎮化發展到較高水平后，發展中國家由于過分追求經濟增長而忽視了可持續發展問題，“粗放擴張型”發展模式阻礙了產業結構的優化升級(Farhana et al.，2012)。不同地區的城鎮化對產業結構轉型的影響各不相同，在多數亞洲發展中國家中，城鎮化與產業結構之間存在顯著相關關系；在多數非洲國家，城鎮化對產業結構調整沒有顯著影響；在多數發達國家，城鎮化只顯著促進第三產業發展(Gollin et al.,2013)。在我國中部和西部地區，新型城鎮化發展水平與農業產業結構之間均呈倒“U”形關系，但在東部地區，兩者間呈正相關關系(楊鈞，2016)。尚娟等(2017)從時間和空間的角度探討河南省新型城鎮化對產業結構的影響，發現時間維度上兩者間呈倒“U”形關系，在空間維度上新型城鎮化促進了產業升級。

二是新型城鎮化對產業結構調整的作用路徑。第一，技術創新水平。Gibbs et al.(1962)認為作為先進人才、專業化設備、科研機構及科研資金的集聚地，城鎮自然成了新技術的孵化地。知識、信息和技術密集型產業大多聚集于城鎮，有利于加速知識的傳播，推動企業家、科研人員正式或非正式的交流合作，促進新技術、新工藝、新業態及新生產方式的推廣。知識和技術的外溢能帶來“馬太效應”，進一步促進知識的溢出(Michaels et al.,2012)。產業間投入產出聯系也使得上下游產業形成互動關系，技術創新會在前后向產業間傳遞、擴散，促使其產生新的創新，進而導致產業的擴張或收縮。可見技術創新不僅改變了傳統產業的面貌，同時也為新工藝、新裝備、新材料等的開發利用開辟了新的生產活動領域，形成了新的產業部門。技術創新正在加速改變傳統產業的發展模式，使得高污染、高耗能的企業退出市場，促進新興產業的興起，進而影響了產業結構(陳丹妮，2017)。第二，人力資本水平。托達羅模型闡述了城鄉預期收入差異的擴大是發展中國家農村人口遷移的主要原因(Bertinelli et al.，2004)。我國二元制勞動力市場分割差距雖然在逐漸縮小，但“推拉”理論依然存在。隨著人力資本的積累，其可以通過市場需求、科技創新和資源配置三種機制對產業結構調整產生影響(吳福象 等，2013)。 第三，居民消費。城鎮化進程中，高就業轉移和高社會保障水平提升了居民可支配收入，也驗證了凱恩斯絕對收入假說，同時伴隨著消費環境的改善，居民消費水平得以進一步提升。根據馬斯洛需求層次理論和配第克拉克定律，居民追逐更高層次消費需求的同時，推動了產業結構的升級(湯向俊 等，2016；陳丹妮，2017)。

綜上所述，以上關于新型城鎮化與產業結構調整的研究成果為后續的研究奠定了較好的理論基礎，然而仍存在諸多不足。首先，大多數學者基于三大產業分類，從整體上衡量產業結構的變化，鮮有基于產業細分、產業內部衡量產業結構變化；其次，現有研究僅僅關注了新型城鎮化對產業結構調整的直接影響，對新型城鎮化影響產業結構調整的作用路徑則較少涉及。基于此，本文從以下幾個方面做出了改進：第一，細化三次產業，采用產業結構合理化、產業結構高級化、服務業內部變化及制造業內部變化4個維度衡量產業結構調整；第二，基于現有研究成果，構建新型城鎮化評價指標體系，運用主成分分析和改進熵值法相結合的方法測度新型城鎮化水平；第三，構建中介效應模型，從技術創新水平、人力資本水平、居民消費率角度分析新型城鎮化對產業結構調整的作用路徑。

二、產業結構調整與新型城鎮化水平的測度

(一)產業結構調整的測度

為了較為精確地觀測產業結構的變化，本文依據《中國統計年鑒》和《2017年國民經濟行業分類》，細化三次產業，選取農林牧漁業、工業、建筑業、批發和零售業、交通運輸與倉儲和郵政業、住宿和餐飲業、金融業、房地產業及其他行業等作為測算行業類別，并從4個維度衡量產業結構調整。

一是產業結構合理化(Str1)，主要衡量產業間結構轉化的能力和資源合理配置的程度。本文參考于斌斌(2015)的測算方法，利用泰勒指數的倒數來度量，計算公式為：

(1)

其中：TL代表泰勒指數；yi、li分別表示i行業的生產總值增加值和城鎮單位從業人員；Y、L分別表示N個行業的生產總值增加值和城鎮單位從業人員。為消除多重共線性問題，對產業結構合理化進行對數化處理。Str1越大，意味著產業結構合理化水平越高。

二是產業結構高級化(Str2)，借鑒王麗等(2016)的方法，采用勞動生產率度量，計算公式為：

(2)

其中，hj和LPj分別代表第j個行業占全行業增加值的比重和第j個行業的勞動生產率。使用行業增加值與從業人數之比衡量行業勞動生產率。為消除多重共線性，對產業結構高級化進行對數化處理。

三是服務業內部變化(Str3)，參考蔡海亞等(2017)的方法，使用交通運輸、倉儲和郵政業、金融業、房地產業等3個行業的增加值在服務業的占比表示從生活性服務業向生產性服務業的轉化程度。

四是制造業內部變化(Str4)，借鑒汪偉等(2015)的測算方法，利用制造業內部技術密集型行業的占比近似表示制造業從勞動密集型行業向資本密集型和技術密集型行業轉變。根據《2017年國民經濟行業分類》，按照生產中的研發密度，將6個制造業(化學原料及化學制品制造業、醫藥制造業、化學纖維制造業、交通運輸設備制造業、電氣機械及器材制造業、通信設備計算機及其他設備制造業)的子行業劃分為技術密集型行業，本文利用這些行業規模以上企業的主營業務收入占比表示制造業內部變化。

(二)新型城鎮化水平的測度

借鑒相關研究成果(卓德雄 等，2018；田雪瑩，2018；熊湘輝 等，2018)，遵循科學性、綜合性、可代表性、可獲取性、可操作性等原則，綜合考慮人口、經濟、社會、環境等維度，構建包含4個維度16個指標的新型城鎮化綜合評價體系(見表1)。

表1 新型城鎮化評價指標體系

在測度新型城鎮化水平時，為避免人為因素帶來的主觀性和片面性，借鑒史學飛等(2018)的做法，綜合運用主成分分析法和熵值法相結合進行測度，具體步驟如下。

第一步，將指標數據正向化。對負向指標(城鎮人口就業)取倒數，將其轉化為正向指標。

第二步，采用Z-score法對所有指標值進行標準化處理，表示如下：

yij=(xij·xj)/sji=1,2,…,30； j=1,2,…,16

(3)

其中，xij是第i個區域第j項二級指標正向化后的取值，xj、sj分別是第j項二級指標的平均值、標準差。

第三步，運用SPSS軟件對標準化后的數據進行主成分分析。首先，樣本數據KMO的度量值處于0.609至0.697之間，表明適合進行主成分分析；其次，根據單位根特征值大于1的原則確定主成分個數；最后，得到主成分中的得分矩陣R。

第四步，采用極差法對提取的主成分得分矩陣進行標準化處理，表示如下：

(4)

第五步，計算各主成分的信息熵，表示如下：

(5)

(6)

其中，Hj是第j個主成分的信息熵，n的取值是30，m是樣本的主成分個數。

第六步，計算各主成分的熵權，表示如下：

(7)

其中，Wj是第j個主成分的熵權。

第七步，計算綜合評價得分，表示如下：

Fi=wjqij

(8)

其中，Fi是第i個樣本的新型城鎮化水平。

三、模型構建、變量說明與數據來源

(一)模型構建

為增強回歸結果的可信度，將產業結構的滯后一期作為工具變量納入標準靜態面板模型，構建模型：

(9)

新型城鎮化可以通過技術創新水平、人力資本水平及居民消費率三條路徑影響產業結構調整，故將這3個變量作為中介變量，構造如下中介效應模型：

(10)

(11)

(12)

其中：Strk是產業結構調整，包含產業結構合理化、產業結構高級化、服務業內部變化及制造業內部變化指標；urb是新型城鎮化水平；control表示控制變量；Y表示中介變量，即技術創新水平(tec)、人力資本水平(hum)及居民消費率(con)。需要說明的是，產業結構的滯后項Strkt-1，在中介變量模型中被納入控制變量。

若式(11)中λ1系數顯著，式(12)中η2系數顯著，且η1不顯著或η1<β1時，中介效應存在。當β1和λ1均顯著為正且η1<β1時，則說明存在正向中介效應。

(二)變量說明

1．中介變量

技術創新水平(tec),利用人均專利申請授權量進行衡量，其數值越大意味著區域的技術創新水平越高；人力資本水平(hum)，采用一個地區接受高等教育的就業人數占該區域就業人數的比重度量；居民消費率(con)，參考王歡等(2015)的做法，使用城鎮居民消費率表示，即家庭人均消費支出與家庭人均可支配收入之比。

2.控制變量

基于已有研究成果(于斌斌，2015；蔡海亞 等，2017；汪偉 等，2015)，本文控制以下可能影響產業結構調整的因素：經濟發展水平(gdp)、政府干預程度(gov)、信息化水平(inf)、對外開放水平(ope)。其中，經濟發展水平用以2005年為基期地區人均實際GDP除以其最大值來衡量；政府干預程度以財政支出占地區生產總值的比重衡量；信息化水平采用人均郵電業務總量來表征；對外開放水平采用當年的按美元與人民幣中間價折算的進出口總額占地區生產總值的比重衡量。

(三)數據來源

考慮到變量數據的可獲得性，同時結合新型城鎮化的發展歷程，本文樣本來自2005—2016年除西藏以外的我國大陸30個省、直轄市和自治區，主要數據來源于2006—2017年的《中國統計年鑒》《中國人口與就業統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國環境統計年鑒》及各省統計年鑒。個別缺失的統計數據采用插值法獲得。表2給出了各變量的描述性統計結果。

表2 描述性統計結果

為了確保實證分析結果的有效性，本文對變量進行了相關性檢驗和多重共線性檢驗，結果顯示：除經濟發展水平與技術創新水平、經濟發展水平與人力資本水平的相關系數超過0.8外，其余解釋變量之間的相關系數都較小；解釋變量的方差膨脹因子(VIF)最大值為7.20，平均值為3.18，說明模型不存在嚴重的多重共線性問題。

為了直觀地顯示新型城鎮化水平與產業結構調整之間的關系，繪制了新型城鎮化與產業結構調整4個維度之間的散點圖和擬合曲線圖(見圖1)。可以看出，新型城鎮化水平與產業結構調整的4個維度存在相關關系。

圖1 新型城鎮化水平與產業結構調整

四、實證結果分析

(一)實證檢驗

為避免變量數據序列不平穩可能引起的偽回歸問題，在回歸分析前，應對所有變量進行單位根和協整關系檢驗。

首先，采用ADF-Fisher檢驗、PP-Fisher檢驗、LLC檢驗及IPS檢驗等方法，分別對變量的原始序列和一階差分序列進行檢驗。結果顯示，除新型城鎮化水平外各變量的原序列在共同單位根上表現出一定的矛盾性，但所有變量的一階差分序列均通過了顯著性檢驗，拒絕所有的原序列是非平穩的假設，表明各變量序列都服從I(1)過程。

其次，為了進一步檢驗新型城鎮化水平與產業結構調整之間是否存在長期均衡關系，采用基于誤差修正模型的面板協整檢驗，結果顯示，新型城鎮化水平與產業結構調整之間存在長期的協整關系。

考慮模型中可能存在聯立性、遺漏變量、測量誤差等問題，同時產業結構和城鎮化可能存在雙向因果關系，若采用最小二乘法可能導致估計系數的有偏和非一致，因而引入被解釋變量的滯后值作為工具變量(式(9))。為考察產業結構變化的慣性特征，將產業結構合理化、產業結構高級化、服務業內部變化、制造業內部變化的滯后一期作為解釋變量納入模型中，采用Blundell et al.(1998)提出的SYS-GMM進行估計。

(二)新型城鎮化對產業結構調整的直接影響

由表3可知，四個模型AR(1)的P值在1%的水平下均顯著，AR(2)的P值均不顯著，表明隨機擾動項存在一階差分自相關，而不存在二階差分自相關，故可以接受“擾動項無自相關”的原假設，SYS-GMM估計回歸結果具有較強的穩健性。Sargan值均在0.9以上，表明動態面板模型不存在工具變量的過度識別，即工具變量選擇有效。

表3 新型城鎮化對產業結構調整的直接影響

觀察新型城鎮化對產業結構調整直接影響的估計結果可知，新型城鎮化對產業結構調整的估計系數依次是-55.875、47.848、-0.170、1.775，且均通過了顯著性檢驗，表明新型城鎮化促進了產業結構高級化和制造業內部變化，而抑制了產業結構合理化、服務業內部變化。由此說明：新型城鎮化“新的發展理念”正在改變原有的“粗放擴張型”發展模式，環保型、知識或資本密集型企業得到迅速發展；依托工業化、高科技和農業現代化帶動的新型城鎮化促進了產業結構的高級化；農村轉移的勞動力由于不斷接受企業和社會知識技能水平的培訓使得其能夠從事高技術行業，適應了向高端制造業轉型的要求，對制造業內部變化存在顯著的促進作用。但是，農村轉移的城鎮人口多處于滿足基本生活需求的層次，新型城鎮化的發展增加了生活型服務業的占比，因而抑制了服務業內部變化。此外，我國新型城鎮化主要是在土地、資本和勞動等要素驅動下發展的，全要素生產效率低導致新型城鎮化的發展質量不高，且在中國式分權管理下，政府間的“GDP賽跑”影響產業間的協調發展，因而造成了新型城鎮化抑制產業結構合理化的現象。

通過表3可知，產業結構合理化、產業結構高級化、服務業內部變化、制造業內部變化的滯后項的估計系數均顯著為正，說明以上四者均存在路徑依賴特征，往期結果會正向影響當期值。通過觀察控制變量發現，經濟發展水平對產業結構合理化、產業結構高級化、服務業內部變化具有促進作用，但對制造業內部變化存在顯著的抑制作用；政府干預僅對產業結構高級化和產業結構合理化存在顯著正向影響；信息化水平推動了產業結構合理化、產業結構高級化和制造業內部變化，但抑制了服務業內部變化；對外開放水平對產業結構合理化、產業結構高級化存在相反的影響，對服務業內部變化和制造業內部變化并無顯著影響。

(三)新型城鎮化對產業結構調整的中介效應

由表4可知，新型城鎮化對產業結構合理化、產業結構高級化和制造業內部變化的技術創新中介效應顯著，而對服務業內部變化的技術創新的中介效應不顯著。具體而言，新型城鎮化對技術創新的估計系數λ1是140.813，表明新型城鎮化能夠顯著促進技術創新水平的提升。在加入技術創新后，技術創新的估計系數(0.0152、0.059、-0.0004、-0.001)均通過顯著水平，且新型城鎮化的估計系數η1小于式(10)中對應的估計系數β1。新型城鎮化對產業結構高級化和制造業內部變化的估計系數均為正，故新型城鎮化對產業結構高級化和制造業內部變化存在正向的技術創新效應。但值得深思的是，新型城鎮化對產業結構合理化、產業結構高級化和制造業內部變化的中介效應占總效應的比重均不足50%，意味著新型城鎮化通過技術創新影響產業結構合理化、產業結構高級化和制造業內部變化的作用有限。

表4 新型城鎮化對產業結構調整的技術創新效應檢驗

表5報告了新型城鎮化對產業結構調整的人力資本效應。結果顯示，新型城鎮化能顯著地提高人力資本水平(λ1=0.429)。加入人力資本后，人力資本水平的估計系數(3.885、-1.402、0.078、0.009)均通過顯著性檢驗，新型城鎮化對產業結構合理化、產業結構高級化和制造業內部變化的估計系數η1(依次是-68.106、21.209、-1.811)小于式(10)中對應的估計系數β1，說明新型城鎮化對產業結構合理化、高級化和制造業內部變化存在人力資本效應。同時，新型城鎮化與產業結構高級化之間存在正向的中介效應，且中介效應占總效應的44.92%，說明新型城鎮化能夠通過提升人力資本水平來提高產業結構高級化。

表5 新型城鎮化對產業結構調整的人力資本效應檢驗

表6報告了新型城鎮化對產業結構調整的居民消費效應。研究結果顯示，新型城鎮化對城鎮居民消費率的估計系數顯著為負(λ1=-0.912)，意味著新型城鎮化抑制城鎮居民消費率。加入居民消費需求后，居民消費率的估計系數(1.327、-7.968、0.068、0.555)均顯著，且新型城鎮化對產業結構合理化、產業結構高級化和制造業內部變化的估計系數η1(依次是-57.274、19.247、-2.093)小于式(10)中對應的估計系數β1，說明新型城鎮化對產業結構合理化、產業結構高級化和制造業內部變化存在居民消費的中介效應。新型城鎮化與產業結構高級化之間存在正向的中介效應，說明新型城鎮化能夠通過提升居民消費率來提高產業結構高級化。

表6 新型城鎮化對產業結構調整的居民消費效應檢驗

五、 穩健性檢驗

為了檢驗上述實證結果的穩健性，本文選用城鎮化率來替換新型城鎮化指標重新進行回歸。回歸結果見表7、表8、表9，可以發現，主要解釋變量對產業結構調整的四個維度的影響方向和顯著性總體上沒有改變，只是回歸系數的大小有所變化，因此估計結果具有穩健性。

表7 穩健性檢驗：技術創新水平

表8 穩健性檢驗：人力資本水平

表9 穩健性檢驗：居民消費率

六、結論與建議

本文從產業結構調整的四個維度出發，構建中介效應模型就2005—2016年我國新型城鎮化對產業結構調整的影響及作用路徑進行分析，結果發現：(1)由于經濟發展、政府干預、信息化建設及對外開放等因素的影響，新型城鎮化在促進產業結構高級化和制造業內部變化的同時，對產業結構合理化和服務業內部變化存在顯著抑制作用；(2)新型城鎮化能夠通過提升技術創新水平、增加人力資本水平和提升城鎮居民家庭人均可支配收入路徑影響產業結構合理化、產業結構高級化及制造業內部變化，但該階段人力資本水平的影響作用有限；(3)新型城鎮化只能夠通過提升技術創新水平間接影響服務業內部變化。

對此，本文提出如下建議：(1)發揮新型城鎮化的“質量效應”，減輕“規模效應”的負向影響。一方面要利用新型城鎮化的“選擇作用”實現集約型產業聚集，提升城鎮居民技術創新水平和人力資本水平；另一方面，需結合區域資源環境和發展模式，制定不同的發展策略，避免“規模效應”帶來的“被動城鎮化”出現。(2)不斷提高城鎮勞動力的知識水平和勞動技能水平。積極完善城鎮居民的教育體系，加強專業技能培訓，提高城鎮居民的人力資本水平。(3)以創新引領新型城鎮化建設。既要為城鎮居民提供良好的自主創新創業環境和物質條件，又要鼓勵其參與中小微企業技術創新與商業模式創新，并將其融入區域產業鏈升級與轉型之中，推進當地經濟發展。