■ 樂小兵（梧州學院 廣西梧州 543002）

現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展不僅體現(xiàn)在經(jīng)濟總量的擴張和速度的增長上，同時還體現(xiàn)在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化上，尤其是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指的是一個國家或地區(qū)的勞動力、資金、各種自然資源與物質(zhì)資料在國民經(jīng)濟各部門的配置及其相互制約的一種方式，它反映著一國經(jīng)濟發(fā)展水平、發(fā)達程度、內(nèi)在活力以及增長潛力。隨著一國經(jīng)濟發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也在不斷地從低層次結(jié)構(gòu)向高層次結(jié)構(gòu)進行演化，即在不斷地進行調(diào)整和升級。加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化進程，是經(jīng)濟發(fā)展到一定階段的客觀要求，也是實踐科學發(fā)展觀的必然選擇。經(jīng)濟發(fā)展的核心內(nèi)容是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向更高級的進化，從根本上說，經(jīng)濟不斷發(fā)展的過程，也就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐步優(yōu)化升級的過程。

自改革開放以來，中國經(jīng)濟發(fā)生巨大變化，尤其是1996 年以后，中國經(jīng)濟更以年均9%以上的速度增長。1978 年以后，中國實行了很多政策，如科技是第一生產(chǎn)力、可持續(xù)發(fā)展觀、科學發(fā)展觀和轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式等，實質(zhì)上就是通過調(diào)整中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以適應當前經(jīng)濟發(fā)展階段和資源、環(huán)境雙重約束條件下的可持續(xù)發(fā)展。伴隨著經(jīng)濟的迅速發(fā)展，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也隨之發(fā)生變動。由新中國成立初期的“一、三、二”結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變到2010 年的“二、一、三”結(jié)構(gòu)，而且正向“三、二、一”的結(jié)構(gòu)發(fā)生轉(zhuǎn)變。在經(jīng)濟發(fā)展過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級受到許多因素的影響和制約。因此，研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響因素以及這些因素在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中的不同作用，對于制定合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，形成與當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平相適應的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有一定的指導意義。同時世界各國經(jīng)濟發(fā)展的事實表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是促進經(jīng)濟發(fā)展的一個關鍵因素，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對于一國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化以及實現(xiàn)一國經(jīng)濟穩(wěn)定協(xié)調(diào)發(fā)展，也具有極為重要的意義。因此，本文利用1990-2010年我國省際面板數(shù)據(jù)，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與政府規(guī)模、城市化水平之間的關系進行實證研究。

文獻回顧

近年來，針對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級相關方面的研究較多。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響因素方面有：姜澤華、白艷（2006）認為社會需求、科技進步、制度安排和資源供給都會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生影響。其中社會需求包括消費需求、投資需求和出口需求，資源供給是自然資源的供給、人力資源的供給和資金資源的供給；曹秋靜（2012）從要素驅(qū)動、創(chuàng)新驅(qū)動、制度保障三個視角分析深圳產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的動力因素。定性分析得出要素積累是深圳產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的物質(zhì)基礎，技術創(chuàng)新是深圳產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的核心動力，制度保障是深圳產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的體制保障；杜傳忠、郭樹龍（2011）從供給因素、技術水平、需求因素、政府因素、對外開放以及外部沖擊等因素進行了理論分析和實證檢驗。結(jié)果表明，資本投入、需求和外商直接投資等因素對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級具有正向作用，而勞動力數(shù)量、技術水平、開放水平中的進出口貿(mào)易對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級作用并不顯著；李曉紅、沈毅（2008）從需求變化、生產(chǎn)率上升差異、技術進步、產(chǎn)業(yè)政策、資源供給的角度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響進行分析。

表1 29個省份各變量面板數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

表2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

從政府規(guī)模與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級關系有：閆海洲（2010）利用長三角江、浙、滬三地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)，對三地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化變動進行了分析，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化存在區(qū)域差異和趨勢趨同特征，同時使用1990-2008年面板數(shù)據(jù)，對影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的因素進行實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新和政府規(guī)模對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化有正向作用，進出口貿(mào)易產(chǎn)生負向作用，F(xiàn)DI和社會投資作用則不太明顯。

從城市化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級關系有：鐘陳（2012）運用1997-2009年西部11個省市區(qū)的相關數(shù)據(jù)，采用面板回歸模型對西部的城市化水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行了實證分析。結(jié)果表明，對于西部地區(qū)而言，工業(yè)化和第三產(chǎn)業(yè)化都可以推動城市化進程，但第三產(chǎn)業(yè)化更為顯著；郝俊卿、曹明明（2012）以關中地區(qū)為例，利用1949-2009 年間關中地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進與城市化的時序關系、相關關系和協(xié)調(diào)關系進行實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)關中地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進與城市化進程具有明顯的時序關系。在不同發(fā)展階段，各產(chǎn)業(yè)與城市化的相關關系不同，并且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進與城市化發(fā)展的不協(xié)調(diào)程度在加劇。

表3 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗

表4 固定效應模型檢驗

表6 隨機效應模型檢驗

表7 GLS回歸結(jié)果

表8 誤差修正模型回歸結(jié)果

變量和數(shù)據(jù)選取

（一）變量與模型設計

本文以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作為被解釋變量，政府規(guī)模和城市化水平作為解釋變量。

1.政府規(guī)模（Gov）。此指標反映政府規(guī)模和對市場的干預程度，本文用地方財政支出占GDP的比重來衡量。在一定時期內(nèi)，政府主要是以稅收、國債等各種方式從各種經(jīng)濟主體獲取財政收入，又通過其支出總規(guī)模與支出結(jié)構(gòu)體系的變化，影響社會生產(chǎn)要素在不同產(chǎn)業(yè)部門形成積累與重新分配，從而影響不同產(chǎn)業(yè)的發(fā)展及其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的相互替代與變遷。

2.城市化水平（Urba）。該指標是衡量一個地區(qū)城市化進程的重要因素，在城市化水平的指標選擇上，有些研究將非農(nóng)業(yè)人口數(shù)占總?cè)藬?shù)的比率作為城市化指標，有些研究將城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝跀?shù)的比率作為城市化指標，有些研究則將非農(nóng)業(yè)人口數(shù)的增長比率作為城市化指標。本文根據(jù)數(shù)據(jù)的完整性將非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛槌鞘谢?，以Urba表示。

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（IR）。該指標是衡量一個地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要指標，本文以第三產(chǎn)業(yè)值占GDP的比重來衡量，以IR表示。

由于本文認為政府規(guī)模和城市化水平都能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，都存在正相關關系，因此本文假定的模型為：

其中，IR表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，Gov、Urba分別表示政府規(guī)模和城市化水平，i表示省份，t表示年份，β0為截距項，表示其他因素對因變量的影響，β1、β2分別表示政府規(guī)模和城市化水平的影響系數(shù)，εit表示隨機誤差項。

（二）數(shù)據(jù)來源說明

本文所用研究數(shù)據(jù)來源于各省2011年統(tǒng)計年鑒及《2011年中國統(tǒng)計年鑒》，由于天津、重慶數(shù)據(jù)不完整，因此研究范圍包括山西、安徽、湖北、河南、湖南、江西、遼寧、福建、山東、上海、北京、浙江、廣東、海南、河北、黑龍江、吉林、江蘇、四川、貴州、甘肅、新疆、云南、廣西、西藏、內(nèi)蒙古、青海、陜西、寧夏等29個省市。29個省份各變量面板數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計，如表1所示。

實證分析

（一）面板單位根檢驗

為了避免偽回歸，確保估計結(jié)果的有效性，必須對各面板序列的平穩(wěn)性進行檢驗。而檢驗數(shù)據(jù)平穩(wěn)性最常用的辦法就是單位根檢驗。在非平穩(wěn)的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的漸進過程中，Levin and Lin（1993）很早就發(fā)現(xiàn)這些估計量的極限分布是高斯分布，這些結(jié)果也被應用在有異方差的面板數(shù)據(jù)中，并建立了對面板單位根進行檢驗的早期版本。后來經(jīng)過Levin et al.（2002）的改進，提出了檢驗面板單位根的LLC法，Levin et al.指出，該方法允許不同截距和時間趨勢，異方差和高階序列相關，適合于中等維度（時間序列介于25-250之間，截面數(shù)介于10-250之間）的面板單位根檢驗。Im et al.（1997）取消同質(zhì)性假定，提出了檢驗面板單位根的IPS 檢驗法，但Breitung（1999）發(fā)現(xiàn)IPS 法對限定性趨勢的設定極為敏感，并提出了面板單位根檢驗的Breitung法。Maddala and Wu（1999）又提出了ADF-Fisher和PP-Fisher面板單位根檢驗方法。Harris和Tzavalis（1999）基于截面不相關和樣本時間長度固定的假定，提出了可用于同質(zhì)面板數(shù)據(jù)的Harris Tzavalis（HT）檢驗，該檢驗尤其適用于時間跨度較小而截面單元個數(shù)較大的情形。

本文主要采用LLC、IPS、Breitung、ADF-Fisher和PP-Fisher五種方法進行面板單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。

從表2可知，Gov、Urba和IR的一階差分統(tǒng)計量的P值均小于0.05，即在5%的顯著水平下，拒絕存在單位根的原假設，從而說明變量Gov、Urba和IR的一階差分均為平穩(wěn)序列，且都為一階單整I（1）。

表5 最小二乘虛擬變量檢驗結(jié)果

（二）面板協(xié)整分析

由單位根檢驗可知變量均為一階單整，符合協(xié)整檢驗的條件。協(xié)整檢驗是考察變量間長期均衡關系的方法，其中協(xié)整是指若兩個或多個非平穩(wěn)的變量序列，其某個線性組合后的序列呈平穩(wěn)性。從理論上說，對面板模型回歸所得的面板殘差平穩(wěn)，即意味著原始模型為面板協(xié)整。所以，基于殘差的面板協(xié)整實際上就是檢驗殘差的平穩(wěn)性。Kao、Kao and Chiang（1999）利用推廣的DF和ADF檢驗提出了檢驗面板協(xié)整的方法，這種方法原假設是沒有協(xié)整關系，并且利用靜態(tài)面板回歸的殘差來構(gòu)建統(tǒng)計量；Pedroni（1999）也基于截面不相關假定，考察了面板數(shù)據(jù)中虛回歸的特征，并提出了七種基于殘差的面板協(xié)整檢驗方法。和Kao的方法不同的是，Pedroni的檢驗方法允許異質(zhì)面板的存在。

本文主要采用Pedroni 檢驗和Kao 檢驗來進行協(xié)整檢驗。Pedroni檢驗采用了7個統(tǒng)計量來檢驗面板數(shù)據(jù)的協(xié)整關系，且在T＜30 這類小樣本計量分析中，Panel ADF和Group ADF的檢驗效果較好，其它檢驗效果相對較差。如果在檢驗中拒絕原假設，則表明變量之間存在協(xié)整關系，檢驗結(jié)果如表3所示。

本文樣本數(shù)據(jù)為1990-2010年，即T=21，所以協(xié)整檢驗結(jié)果主要參考Panel ADF和Group ADF的檢驗指標。從表3可知，Panel ADF和Group ADF的Statistic統(tǒng)計量數(shù)值的相伴概率均小于0.01，也就是在1%的顯著水平下拒絕不存在協(xié)整關系的原假設。同時在面板協(xié)整的Kao檢驗下，統(tǒng)計量數(shù)值的概率為0.0001，在1%的顯著水平下也拒絕不存在協(xié)整關系的原假設。因此，原面板數(shù)據(jù)存在面板協(xié)整關系，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、政府規(guī)模和城市化水平存在長期均衡關系。

（三）面板數(shù)據(jù)回歸模型估計

1．面板回歸模型的選擇。陳強（2010）在其研究中對面板回歸模型的選擇有詳細介紹，他認為估計面板數(shù)據(jù)有兩個極端策略，一個是將其看成是橫截面數(shù)據(jù)進行混合回歸，即要求樣本中每個個體都擁有完全相同的回歸方程。另一個極端策略是為每個個體估計一個單獨的回歸方程。在這兩個極端策略中，前一個忽略了個體間不可觀測或被遺漏的異質(zhì)性，而該異質(zhì)性可能與解釋變量相關，從而導致估計不一致。后者忽略了個體間的共性，也可能沒有足夠大的樣本容量。因此，在實踐中常采用折中的估計策略，即假定個體的回歸方程擁有相同斜率，但可以有不同截距，以此來捕捉異質(zhì)性，這種模型被稱為“個體效應模型”，即：

如果ui與某個解釋變量相關，則進一步稱之為“固定效應模型”。如果ui與所有解釋變量（xit，zj）均不相關，則進一步被稱之為“隨機效應模型”。在面板數(shù)據(jù)估計模型形式的選擇方法上，經(jīng)常采用F檢驗決定選用混合模型還是個體效應模型，然后用Hausman檢驗確定應該建立隨機效應模型還是固定效應模型。

把IR作為因變量，Gov和Urba作為自變量，建立固定效應模型為：

式中，β1i表示截距，β2和β3表示自變量的系數(shù)，uit表示隨機誤差項。

隨機效應模型為：

式中，β1表示截距，β2和β3分別表示自變量的系數(shù)，εi表示特定個體誤差部分，uit表示時間序列和橫截面混合誤差部分。運行stata11檢驗結(jié)果如表4所示。

通過固定效應模型的F檢驗發(fā)現(xiàn)F統(tǒng)計量為25.89，相對應的概率為0.0000，在1%的顯著水平下強烈拒絕原假設，固定效應非常顯著，表明固定效應模型優(yōu)于混合回歸模型。然而在檢驗中未使用聚類穩(wěn)健標準差，所以這個F檢驗并不有效，因為普通標準差大約只有聚類穩(wěn)健標準差的一半。為此，要進一步通過最小二乘虛擬變量（LSDV）模型來考察，首先建立LSDV模型如下：

上式中，αi（i=1，2，3，…，20）代表各個省份的截距，D2i，D3i，…，D29i表示虛擬變量，由于用的是29個省份，因此只需要28個虛擬變量。如果觀測值為D2i（假定D2i代表湖南?。?，則D2i=1，否則為0；如果觀測值為D3i（假定D3i代表江西?。瑒tD3i=1，否則為0，其它虛擬變量類似。β2和β3分別為自變量的系數(shù)，uit表示隨機誤差項。運行stata11檢驗結(jié)果如表5所示。

從表5可知，除少數(shù)幾個省份（江西、河北、西藏、青海、寧夏）外，大部分省份虛擬變量都很顯著（P<0.05），即在5%的顯著水平下拒絕“所有個體虛擬變量均為0的原假設”，個體效應顯著，不應使用混合回歸。

以上檢驗結(jié)果基本上確定了個體效應的存在，但個體效應仍可能以隨機效應的形式存在。下面檢驗隨機效應模型是否也優(yōu)于混合回歸模型，Breusch and Pagan提供了一個檢驗個體效應的LM檢驗，其原假設為“H0:σ2u=0”，備擇假設為“H1: σ2u≠0”，如果拒絕原假設，則說明應該有一個反映個體特性的隨機擾動項ui，而不應該使用混合回歸。運行stata11檢驗結(jié)果如表6所示。

從表6可知，wald chi的值為176.98，相對應的P值為0.0000，在1%的顯著水平下LM檢驗強烈拒絕“不存在個體效應”的原假設，表明在“隨機效應”與“混合回歸”二者之間，應該選擇“隨機效應”。

從以上分析可知存在個體效應，至于固定效應模型和隨機效應模型的選擇，則要使用Hausman檢驗進行判斷。Hausman檢驗的基本思想是：在固定效應和其他解釋變量不相關的原假設下，用OLS估計的固定效應模型和用GLS估計的隨機效應模型的參數(shù)估計都是一致的。反之，OLS是一致的，但GLS則不是。因此，在原假設下，二者的參數(shù)估計應該不會有系統(tǒng)差異，可以基于二者參數(shù)估計的差異構(gòu)造統(tǒng)計檢驗量。如果拒絕了原假設，就認為選擇固定效應模型是比較合適的。運行stata11檢驗結(jié)果得到的P值為0.5120，接受原假設，所以應該選擇隨機效應模型。

2.面板回歸模型的估計。由上文分析可知，面板回歸模型的估計選擇隨機效應模型，為了消除不同面板數(shù)據(jù)之間可能存在的異方差，采用截面數(shù)據(jù)殘差進行加權，并運用廣義最小二乘法（GLS）對模型（1）進行回歸，回歸結(jié)果如表7所示。

從表7可知，政府規(guī)模和城市化水平的系數(shù)均為正，這表明政府規(guī)模和城市化水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級均有正向影響，而且統(tǒng)計量非常顯著（P值都為0）。從正向影響關系來看，政府規(guī)模每提升一個百分點，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級就提升0.24823個百分點；而城市化水平每提升一個百分點，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提升0.21742個百分點。實證結(jié)果說明，相對于城市化水平，政府支出更能推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

3.誤差修正模型與短期波動分析。面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果說明，政府規(guī)模、城市化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級三個變量間的協(xié)整關系成立，即存在長期均衡。但由于時間跨度較短，不能確定其在長期是否穩(wěn)定，需要進一步通過建立短期動態(tài)模型來反映短期波動偏離長期均衡的修正機制，同時如果變量之間有協(xié)整關系，那么這些變量至少存在一個方向的Granger因果關系。因此，在協(xié)整關系的基礎上建立誤差修正模型（ECM），利用變量系數(shù)的顯著性來檢驗它們之間的長短期因果關系。在上述研究基礎上，根據(jù)模型（1）的回歸結(jié)果，可得到殘差序列，并將其作為誤差修正項（ecmit）。令：

因此可建立以下面板誤差修正模型：

式中，△表示一階差分，ξit為隨機誤差，式（7）表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的短期波動不僅取決于政府規(guī)模、城市化水平等各因素的短期變化，而且還受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級偏離均衡趨勢程度ecmi,t-1的影響。

利用全國29個省份1990-2010年的面板數(shù)據(jù)，采用E-G兩步法，對式（7）進行估計，回歸結(jié)果如表8 所示。

從表8 可以看出，ecmi,t-1（P值為0.008）項系數(shù)在l%顯著性水平上顯著為負，這說明反向誤差修正機制成立，這進一步在理論上驗證了政府規(guī)模、城市化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間存著長期均衡關系，政府規(guī)模、城市化水平是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的長期格蘭杰原因?！鱅Ri,t-1系數(shù)為0.176463，在l%顯著性水平上非常顯著（P值為0.001），這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級滯后一期對其本身具有重要的正向影響；△Govit的系數(shù)是0.0526705，在l%顯著性水平上也是顯著的（P值為0.002），這表明政府規(guī)模是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的短期格蘭杰原因；△Urbait（P值為0.389）的回歸系數(shù)并不顯著，表明城市化水平不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的短期格蘭杰原因。

結(jié)論

本文采用我國1990-2010年29個省份的面板數(shù)據(jù)，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作為因變量，政府規(guī)模和城市化水平作為自變量，建立回歸模型進行實證研究，得到如下結(jié)論：

第一，協(xié)整檢驗結(jié)果表明，政府規(guī)模、城市化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

第二，廣義最小二乘法（GLS）檢驗結(jié)果表明，政府規(guī)模、城市化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在正向相關關系，且在統(tǒng)計意義上非常顯著。這說明我國在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期，政府規(guī)模對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動有著重要的影響，政府自身支出規(guī)模和方向的變化，對產(chǎn)業(yè)發(fā)展有一定影響作用。同時，城市化水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也起到一定的推動作用，因此，應加快城市化進程，努力開拓服務業(yè)的市場，吸納更多勞動力。

第三，通過建立誤差修正模型結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府規(guī)模是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的短期格蘭杰原因，而城市化水平不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的短期格蘭杰原因。這說明政府支出不管是長期還是短期，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化都有正向影響，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有顯著推動效應。而城市化水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響更主要是體現(xiàn)在長期效應上。

因此，加大政府支出規(guī)模，加快城市化進程，是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要途徑。為進一步推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，首先，政府財政支出應采取區(qū)域差異性扶持政策，加大向經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)傾斜，推動新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展和壯大，擴大就業(yè)需求量；其次，以實現(xiàn)更大范圍人員就業(yè)為目標，以自主創(chuàng)新為基礎，以產(chǎn)學研結(jié)合為紐帶，不斷創(chuàng)造就業(yè)機會，吸納更多人員就業(yè)，加快城市化進程，不斷推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、優(yōu)化和升級。

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