城鎮化產業結構論文

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1文獻綜述

城鎮化、居民消費、產業結構三者之間的互動機制以及實際效應問題，歷來是經濟學界關注與研究的熱點，國內外眾多學者從不同視角，運用不同分析方法對其進行了大量深入的探索與研究，也取得了許多有價值的結論和成果。

1.1有關城鎮化與產業結構關系的研究

隨著經濟的增長與發展，產業結構由第一產業向第二、三產業轉變，這一轉變過程會帶動勞動力、資本和居民點向城市轉移，由此推動城市化進程(庫茲涅茨，1989)。Glaeser(2005)認為城市化的成功與否與它適應產業結構的能力息息相關。陳立俊和王克強認為第二、三產業的快速發展，必然增強城市的吸納能力，使更多的人口由農村轉向城市，從而加快城市化水平的提升。陳立泰和劉藝實證分析揭示了我國產業結構合理化和高級化均對城市化發展具有顯著的促進作用。另一方面，城市化促進了現代服務業的快速發展和協同集聚，也推動了產業升級(Kolko，2010)。藍慶新和陳超凡的空間計量研究表明中國新型城鎮化對產業結構升級具有強烈的空間沖擊效應，能夠顯著提升產業發展層次。

1.2有關消費結構與產業結構關系的研究

消費需求及結構可以影響產業結構，并且是影響產業結構調整的一個重要因素(克拉克，1951)［7］。錢納里(1975)研究發現產業結構與消費結構在資源配置過程中存在相互依賴的關系。國內學者方面，查道中等通過建立VAR模型，研究發現:我國城市居民消費結構升級對產業結構升級具有較弱的正向誘導效應，而農村居民消費結構則不具備這種效應。陳海波等以江蘇為研究對象，探討區域消費結構與產業結構的關系，他們的研究結果顯示江蘇居民消費結構能促進產業結構升級，而周輝的實證研究卻表明上海居民消費結構對產業結構的拉動作用不顯著。鄧于君等另辟蹊徑，從消費需求軟化的視角，研究發現消費需求軟化成為當前促動中國產業結構軟化的首要因素，中國消費需求軟化對產業結構軟化升級促動作用具有很大的潛能。

1.3有關城鎮化與居民消費關系的研究

RobertO.Herrmann(1967)發現居民消費水平與城鎮化有顯著的關系。蔡窻指出城市化與消費需求的關系是互為內生的，不同區域的消費需求變化引致城市化，而城市化進程又會促進市場發育，并引起消費水平和消費結構的變化。蔣南平等(2011)［15］認為我國城鎮化過程顯著地促進了城鄉居民消費的增長，總體上城鎮化對城鎮居民消費增長的促進作用大于農村居民。付波航等(2013)［17］使用動態面板GMM估計發現城鎮化水平與我國居民消費率呈正向關系，城鎮化通過提升居民消費能力、改變居民消費習慣和擴展消費領域等途徑間接地提高了總體消費水平，預計這一正向作用還會增強?？v觀國內外學者的研究可以看出，絕大部分文獻的研究視角主要局限于城鎮化、居民消費、產業結構兩兩之間的關系上，以系統論的視角將三者進行整合研究的文獻較少，尤其關于城鎮化、消費結構與產業結構三者之間互動關系的研究成果極為罕見?；诖耍疚脑诳偨Y既有理論研究成果的基礎上，通過構建VAR模型，運用Johan-sen協整檢驗、Granger因果關系檢驗、脈沖響應函數和方差分解實證分析我國城鎮化、消費結構與產業結構的互動關系，以期為當前有關部門進行決策提供一定的邊際經驗支持。

2城鎮化、產業結構與消費結構互動關系的理論分析

城鎮化、產業結構與消費結構三者相互依存、相互促進，具有互動效應。為了更深入系統地研究城鎮化、產業結構與消費結構之間的互動關系，在總結既有研究成果的基礎上，我們嘗試將三者有機結合起來，以系統論的視角提出一個有關三者互動的理論框架，概述如下:(1)產業結構的調整和升級需要以城鎮為載體和依托，城鎮化帶動大量的農村剩余勞動力和逐利資本等生產要素向城鎮轉移和集聚本身就為產業結構調整與升級創造了條件。此外，城鎮化帶來的知識、技術等創新要素集聚，有利于增強產業技術水平和創新活力，驅動傳統產業升級和新興產業發展。另一方面，城鎮化有利于提高居民的收入水平，在收入效應的作用下，居民的消費需求擴大，消費結構層次也隨之提升。同時城鎮居民的消費習慣和消費行為也會對新進入者形成一種“示范效應”，促使其由低消費率向高消費率轉變，由低消費層次向高消費層次轉變。(2)產業結構的演進是城鎮化發展的前提、動力和基礎。產業結構的調整和升級意味著主導產業由收益率較低的第一產業向收益率較高的第二、第三等非農產業轉移，這必將改變勞動力結構，帶動勞動力人口由農村向城鎮轉移，從而推動城鎮化發展。另一方面，從短期靜態的視角來看，產業結構決定消費結構，消費結構不可能脫離產業結構。產業結構尤其是產品結構決定了消費結構的數量和質量，產業結構的調整和升級為消費結構的合理變動提供了物質保障，產業結構的調整必將直接影響居民消費結構的現實變化。(3)從長期動態的視角來看，消費結構主要通過居民收入和消費品相對價格的變化來影響消費品供給結構的調整，從而帶動消費品生產行業的優化與升級。由于各產業之間具有聯動效應，消費品生產行業的優化與升級也必將帶動投資品生產行業的優化與升級，最終在宏觀層面表現為社會整體產業結構的優化與升級，因此，消費結構決定產業結構演變的方向，產業結構必須與消費結構相適應。另一方面，消費結構的升級意味著居民對高檔消費品和高級消費形式的追求，由于城鎮消費品種豐富、消費服務設施完善，吸引了各類群體進入城鎮這個產業集聚地與商業、消費集聚地進行消費，拉動了城鎮消費的增長，消費增長又通過乘數效應拉動城鎮經濟總量增長和就業人數的增加，推動了城鎮化的發展。此外，隨著城鎮經濟的發展，城鎮地域面積進一步擴大，基礎設施進一步完善，教育、醫療等優質公共消費品進一步增加，吸引大量民眾從農村向城鎮遷移和定居，從而也在客觀上推動了城鎮化進程。

3實證分析

3.1變量的選擇

3.1.1城鎮化指標(UR)ChristopherWilson(1986)［18］在其主編的《人口學辭典》中指出人口學通常所說的城鎮化是指人口的城鎮化，即居住在城鎮的人口比重不斷上升的現象，按照此觀點，我們選取我國城鎮常住人口占總人口的比重作為衡量城鎮化水平的指標，這也與眾多學者的方法一致。3.1.2產業結構指標(IS)本文借鑒徐德云(2008)［19］的產業結構升級測度指標，用以下公式來測度產業結構的優化升級:IS=∑3i=1Ii×i=I1×1+I2×2+I3×3，其中，Ii為第i產業的產值與總產值的比值。從測度公式可以看出IS的取值范圍為1～3，如果該指標等于或越接近于1，則意味著一國產業結構高度就越低，反之，如果該指標越接近于3，則表示該國產業結構高度就越高。3.1.3消費結構指標(CS)按照我國的統計方法，城鎮居民的消費支出主要用于食品、衣著、居住、家庭設備及用品、交通通信、文教娛樂、醫療保健、雜項商品和服務等8個方面，各項支出之間的比例關系就是消費結構。在這8個方面的支出中，食品支出是最基本的，其在總消費支出中所占的比重我們稱之為恩格爾指數。在實證研究中，國內學者一般選取恩格爾系數作為居民消費結構的代表變量。恩格爾系數的大小與居民消費結構層次成負向關系，即系數越高，消費結構層次越低?？紤]到消費結構與城鎮化、產業結構之間存在著相互促進的關系，為了反應這種關系以及消費結構層次的升級，我們采用居民非食品支出占總消費支出的比重作為居民消費結構的評價指標，這里未剔除物價因素不影響分析目的。本文所選變量數據均來自歷年《中國統計年鑒》，缺省的數據來自《新中國60年統計資料匯編》，數據時間跨度為1980～2012年。為了減少異方差和偏誤，我們在實證分析之前，對所有變量均進行了自然對數處理，對數處理后的各變量名分別為LUR、LIS、LCS。

3.2模型的設定

為了研究我國城鎮化、產業結構和消費結構三者構成的多變量系統內各變量之間相互影響的綜合動態關系，建立由這3個內生變量組成的并且不考慮外生變量的VAR模型，具體形式為:Yt=C+∑pi=1AiYt－i+εt。其中Yt=(LURt，LISt，LCSt)T，C為常數序列向量，p為VAR模型中內生變量的滯后期，εt為白噪聲序列向量。

3.3單位根檢驗

VAR模型中的變量通常是非平穩的時間序列，因此必須檢驗時間序列變量是否具有單位根，以此判定序列是否平穩，這直接關系到后續研究結論的準確性。時間序列變量LUR、LIS和LCS的單位根檢驗結果如表1所示。

3.4協整檢驗

在確定了變量序列LUR、LIS和LCS的同階單整性后，為了進一步分析城鎮化、消費結構與產業結構三者之間是否存在著長期均衡關系，還需通過協整檢驗以判斷三者之間是否存在著協整關系。本文采用基于VAR模型的Johansen協整檢驗法。在運用Johansen協整檢驗法進行協整分析前，應首先構建LUR、LIS和LCS的VAR模型。但同時又因為協整檢驗對滯后階數比較敏感，所以我們根據非約束的VAR模型的LR、FPE、AIC、SC和HQ等5個評價準則確定最佳滯后階數，判斷原則是當超過50%的準則選擇某個滯后階數的話，那么就認為該滯后階數為VAR模型的最優滯后階數。表2為VAR模型滯后期檢驗結果，5個評價準則中有4個均顯示應選擇滯后2期。由此，本文建立VAR(2)模型。從VAR(2)模型整體檢驗結果來看，其中LUR、LIS和LCS3個方程的修正可決系數分別為0.999、0.987和0.979，說明3個回歸方程的擬合優度很高，解釋能力很強。F統計量結果表示回歸方程總體顯著。此外，VAR(2)模型的單位根模的倒數均小于1，表明建立的模型穩定，由此得出的脈沖響應函數和方差分解是穩健和可靠的。下面對其進行Johansen協整檢驗，Johansen協整檢驗主要包括跡檢驗和最大特征根檢驗。本文采用觀測序列有線性確定性趨勢并且協整方程(CE)僅有截距，變量間協整關系檢驗如表3所示。從Johansen協整檢驗結果來看，在0.05的顯著性水平下，LUR、LIS和LCS3個變量之間存在一個協整關系，也就是在95%的置信度下，有理由相信我國城鎮化、產業結構和消費結構三者之間存在長期穩定的均衡關系。

3.5Granger因果關系檢驗

協整檢驗表明，LUR、LCS和LIS3個變量之間存在著長期穩定的均衡關系，但是這種均衡關系是否表明這些變量之間存在因果關系仍需進一步驗證。下面我們采用Granger因果關系檢驗法來對其進行檢驗，結果如表4所示。從表4的檢驗結果來看，(1)城鎮化是產業結構優化升級的Granger原因，同時消費結構的升級亦是產業結構優化升級的Granger原因，此外二者的聯合檢驗也表明城鎮化和消費結構升級同時是促進產業結構優化升級的Granger原因，即我國的城鎮化發展和居民消費結構的升級對產業結構的優化升級具有顯著的正向促進作用，這與前文理論分析的結論是一致。(2)城鎮化與產業結構的優化升級分別是消費結構升級的Granger原因，同時二者的聯合檢驗也表明城鎮化和產業結構的優化升級同時是消費結構升級的Granger原因，即我國的城鎮化發展和產業結構的優化升級顯著地促進了居民消費結構的升級，亦與前文理論分析的結論一致。(3)消費結構升級與產業結構優化升級不單只是個體，而且包括整體都并非城鎮化的Granger原因，說明消費結構升級與產業結構優化升級并沒有顯著地推動城鎮化的發展。城鎮居民消費結構升級并沒有顯著地推動城鎮化的發展，原因可能在于:在長期的二元經濟結構和戶籍制度等體制影響下，城鄉居民收入、社保等福利待遇一直保持較大差距，尤其我國城鎮化長期依賴于房地產，高房價的受益者———城鎮居民實際收入增加，消費結構隨之升級，拉動城市物價水平的上升。這樣，房價高企、生活成本提高、就業困難等“城市病”日益嚴重，促使進城務工者棄城返鄉，甚至在一些地區出現城鎮居民向郊區遷移的“逆城市化”現象。而產業結構優化升級并沒有顯著地推動城鎮化發展，究其原因，可能在于以下兩點:(1)我國尚處于工業化中期階段，第二產業產值比重在三次產業中居于首位，然而第二產業就業比例長期低于第一、第三產業，并且第二產業對勞動力的吸收能力長期低于產值比重仍然較低的第三產業。顯然，這使得我國當前的產業結構優化升級難以有效帶動農村剩余勞動力向城鎮轉移。(2)我國產業結構的優化升級路徑一直以來更多地依賴于資本和技術投入，而非勞動力，從而難以充分吸收利用農村剩余勞動力為產業結構的優化升級服務，也就難以推動城鎮化的發展。

3.6脈沖響應分析和方差分解

3.6.1脈沖響應分析在應用VAR模型時，一般不需對參數估計值進行經濟解釋，重點是對模型的動態特征進行分析，這一般需借助脈沖響應函數來分析每個內生變量的變動或沖擊對它自己及其他所有內生變量產生的動態影響。在前面Granger因果關系分析基礎上，可知城鎮化和產業結構優化升級是消費結構升級的原因，城鎮化和消費結構升級是產業結構優化升級的原因。為考慮城鎮化和產業結構優化升級對消費結構升級的影響以及城鎮化和消費結構升級對產業結構優化升級的影響，根據前面建立的VAR(2)模型，可以利用脈沖響應函數來分析這兩方面沖擊的動態響應路徑，具體見圖1，其中橫軸表示沖擊作用的滯后期數，縱軸表示響應程度。LCS對來自LUR一個標準差新息的沖擊，在第1期的響應為0，從第2期開始迅速上升到高位，然后表現出較穩定的正響應，到第4期達到最大值，之后迅速下降，到第9期達到正響應的最小值，然后緩慢上升最終趨于穩定。整體上看城鎮居民消費結構升級對城鎮化的沖擊處于正響應狀態，說明城鎮化對城鎮居民消費結構升級具有較強的正向推動作用。這是因為城鎮化一方面有利于提高城鎮居民的收入水平;另一方面能改變居民的消費觀念和消費行為而擴大消費需求，帶來城鎮居民消費結構的升級。LCS對來自LIS一個標準差新息的沖擊，一開始就表現出較強的正響應，然后正響應在第2期達到最大，之后呈現逐漸下降的趨勢，到第8期開始轉變為負響應，經過短暫下降后逐漸上升，并于第14期開始又轉為正響應，之后表現出持續較小正響應的趨勢。總體來看，在長期內產業結構優化升級對消費結構升級具有一定的正向促進作用，但影響有限。然而從中期來看，產業結構優化升級對消費結構升級存在著負向沖擊。原因可能是因為我國產業結構優化升級主要體現為資本投入，投資的增加必然會限制居民消費的擴大和消費結構的升級，隨著產業結構優化升級“紅利”的逐漸顯現，城鎮居民收入不斷提高，其消費需求層次也將提高，必然導致消費結構向較高層次轉變。LIS對來自LUR一個標準差新息的沖擊，在最初的響應為0，從第2期開始迅速增加，第3期達到最大值，之后逐漸下降，到第7、8期達到最小的正響應值，然后緩慢上升最終在較高位表現出穩定的正響應趨勢。整體上看產業結構優化升級對城鎮化的沖擊體現出的較大正響應狀態。該沖擊效應表明:我國城鎮化建設在短期內能迅速促進產業結構的優化升級，但“攤大餅”式的城鎮化，勢必在中期內與產業結構優化升級的需要產生沖突和摩擦。通過改革城鎮化發展規劃和管理體制，進一步增加和完善相關基礎設施和公共品的供給，最終可以發揮城鎮化對產業結構優化升級的積極效應。LIS對來自LCS一個標準差新息的沖擊，一開始就表現出較強的正響應，第2期達到最大，之后逐漸下降，從第5期開始轉變為負響應，負響應持續較短時期后于第9期開始又轉為正響應，并且不斷上升，最終在波動中趨于穩定?？傮w來看，在長期內消費結構升級對產業結構優化升級具有較強的正向促進作用，但從中期來看，消費結構升級對產業結構優化升級存在著負向沖擊。原因可能是我國市場機制的調節作用尚未充分發揮，當產業結構與居民消費結構不相適應時，企業難以把握市場消費需求和消費結構的變化，從而及時調整自身的產品供給結構和投資方向，使消費結構升級對產業結構優化升級的導向作用無法充分發揮，但經過一段時期的供求調整，消費結構升級對產業結構優化升級的拉動作用會逐步實現。3.6.2方差分解Granger因果關系檢驗只能說明多個內生變量之間是否存在因果關系，不能確定因果關系強度的大小，而方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化(通常用方差來度量)的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性，因此方差分解可以給出對VAR模型中的變量產生影響的每個新息的相對重要性的信息。在進行方差分解時將滯后期數設定為10期。首先來看消費結構升級的方差分解。在LCS的變動中，58.67%以上的波動可以由其自身波動解釋，0%～4.98%的波動可以由產業結構優化升級的波動解釋，0%～37.57%的波動可以由城鎮化的波動解釋。從整體來看，消費結構升級對自身的沖擊很大，但它是逐漸減弱的，而城鎮化對消費結構升級的沖擊不斷增強，并且要大于產業結構優化升級對其的沖擊。方差分解的結果說明，居民消費結構升級對其自身的依賴性正逐步減弱，城鎮化對居民消費結構升級的影響正逐步增加，但也不能忽視產業結構優化升級對消費結構升級的影響。再來看產業結構優化升級的方差分解。在LIS的變動中，45.86%～67.54%的波動可以由其自身波動解釋，29.94%～39.80%的波動可以由消費結構升級的波動解釋，2.52%～21.89%的波動可以由城鎮化的波動解釋。這說明產業結構優化升級主要是來自其自身慣性沖擊和消費結構升級沖擊的影響，但我們也要注意到雖然來自城鎮化沖擊的影響相對較少，但其影響是不斷增強的，這一點應值得我們高度重視。

4結論

以上從理論與實證的角度，分析了我國城鎮化、產業結構優化升級與消費結構升級的互動關系，認為城鎮化、產業結構優化升級與消費結構升級之間存在長期穩定的均衡關系。Granger因果關系檢驗表明我國消費結構升級與產業結構優化升級之間具有雙向因果關系，二者相互影響、相互促進;而城鎮化發展一方面促進了消費結構的升級;另一方面也推動了產業結構的優化升級。同時方差分解的結果也表明城鎮化在產業結構優化升級和消費結構升級中占有極其重要的地位，這也與中央提出的通過新型城鎮化建設拉動內需和促進產業轉型的戰略意圖不謀而合。因此，我們認為如何理性地推動城鎮化可持續發展，讓其與產業結構優化升級和消費結構升級之間形成長效的良性互動機制，是當前亟需解決的重大問題，由此提出以下幾點建議:(1)提高城鎮發展規劃的科學性，健全規劃管理體制機制，提高城市規劃管理水平。要加強交通等基礎設施和公共設施建設，改革戶籍制度和社保制度，增加勞動力技能培訓、就業信息咨詢等基本公共服務供給，增強城鎮對人口、產業集聚和服務的支撐力。(2)根據城市資源稟賦和比較優勢，把握居民消費結構升級的趨勢，調整和優化具有自身特色的產業結構，尤其要大力發展第三產業。這是因為在三次產業中，第三產業的就業彈性最大，吸收農村剩余勞動力的潛力最大，同時，第三產業的發展，也有利于提高進城務工人員的收入水平，有助于解決收入分配問題，從而促進消費增長。(3)農村居民消費支出的增加，消費結構的升級以及消費集聚的形成，能夠加快城鎮化的步伐，因此，在通過城鎮化促進農村居民消費擴大的同時，應創造有利于農村居民擴大消費的條件，通過擴大農村居民消費來提高城鎮化水平。①要大力發展現代農業，通過工業化反哺農業，提高農民的收入水平;②進一步實施農村稅費改革，切實減輕農民負擔;③要不斷提高農村居民的社會保障水平，減少預防性儲蓄，釋放隱性消費潛力;④要統籌城鄉、區域經濟協調發展，縮小城鄉、區域之間的差距，為農村居民消費結構的升級創造條件。

作者：蔣勇楊巧單位：湖北工業大學