余院宏，余明江

(安徽工業(yè)大學 商學院，安徽 馬鞍山 243032)

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基于門限效應的城市體系規(guī)模與產業(yè)結構變遷研究

余院宏，余明江

(安徽工業(yè)大學 商學院，安徽 馬鞍山 243032)

在對城市體系規(guī)模結構與產業(yè)結構變遷測度的基礎上，選取2000-2013年中國省際數(shù)據(jù)，運用門限回歸模型進行實證檢驗。結果表明，大城市過度擴張而中小城市發(fā)育不足的區(qū)域城市體系中，產業(yè)結構變遷的進程往往比較落后；而城市體系協(xié)調發(fā)展，即中、小城市充分發(fā)育，則有利于加快產業(yè)結構變遷的進程。并且隨著城市體系的進一步協(xié)調發(fā)展，城市體系規(guī)模結構對產業(yè)高級化進程的影響被強化，強化作用隨著中、小城市的發(fā)育程度而逐步加強，同時中小城市發(fā)育不足的失衡城市體系不利于產業(yè)高級化的推進。

城市體系規(guī)模結構；產業(yè)結構升級；門限效應

改革開放以來，我國城市化迅速推進，城市化是社會經濟發(fā)展的必然結果，它不僅包括人口、資源要素等不斷向城市聚集以及城市規(guī)模逐步擴大，同時也與城市體系規(guī)模結構的調整息息相關。所謂的城市體系規(guī)模結構，即城市體系中不同城市的人口、腹地空間、經濟總量等指標的相對次序，反映了一個區(qū)域的城市體系中，城市人口從大到小的序列與規(guī)模的關系。[1]307-321

隨著城市化的逐步推進，一方面，由于歷史原因以及城市聚集效應，導致大城市的過度聚集，出現(xiàn)低效集聚和規(guī)模收益遞減趨勢，其擁擠效應限制了大城市的再度擴張；另一方面，小城市因發(fā)展、投資不足，與大城市存在技術水平、服務設施、制度環(huán)境等巨大差距，不能有效承接技術擴散、知識溢出和產業(yè)轉移等，但中小城市因成本優(yōu)勢仍具有較大的增長潛力。同時，從產業(yè)結構變遷看，城市化過程同時也是第一產業(yè)逐步向第二、三次產業(yè)逐步轉化的過程，即城市化與產業(yè)結構升級在區(qū)域經濟發(fā)展進程中不僅表現(xiàn)出同步的提升，還存在相互影響的機理。且由于資源要素配置、制度環(huán)境等差異，不同的城市化發(fā)展模式或戰(zhàn)略會對產業(yè)結構變遷產生不同程度的推動作用?，F(xiàn)階段，我國第三產業(yè)比重自2012年首次超過第二產業(yè)，即45.5%比45%，第三產業(yè)得以快速發(fā)展，我國正處于產業(yè)結構升級的關鍵時期。因此，本文旨在研究城市體系規(guī)模結構是如何影響產業(yè)結構變遷，并為研究產業(yè)結構升級提供新的視角。

一、文獻綜述

對于產業(yè)結構升級與城市體系規(guī)模結構的研究，國內外學者對此進行了較多的研究。從早期的克里斯塔勒、阿隆索等古典城市地理學家從產業(yè)結構變遷對城市體系結構演變單方向影響的角度進行研究，到羅伯特·卡特從創(chuàng)新角度、萊蓋特和斯托特從二者變化間的聯(lián)系等不同的角度來表明兩者間的關系；從楊小凱城市化的內在動因角度、劉艷軍城市化的形態(tài)演變規(guī)律角度到周彬等的城市規(guī)模等級演變角度,都詳細闡述了兩者之間的相互聯(lián)系。[2]

從2000年以來,有關城市體系與產業(yè)結構的研究來看，王磊(2001)指出,城市化進程的主要特征主要包括三次產業(yè)結構的調整以及由此所引起的人口從農業(yè)類型向工業(yè)及后工業(yè)類型的轉化, 同時也是城市物質形態(tài)演變和促進城市發(fā)展的真正原因與動力。[3]朱玉明(2001)認為產業(yè)結構調整與城市空間結構演變兩者之間存在密切的內在聯(lián)系,產業(yè)結構的調整, 在進一步提高產業(yè)效率、經濟競爭力以及改善產業(yè)布局的同時, 必然還會對城市空間組成要素的布局帶來影響。[4]劉艷軍(2007)認為，推動城市空間結構形態(tài)演變的核心動力是產業(yè)結構優(yōu)化升級, 現(xiàn)代城市空間結構調整的過程也就是產業(yè)結構優(yōu)化升級的動態(tài)過程。同時, 城市空間結構形態(tài)的調整對產業(yè)結構優(yōu)化升級發(fā)揮了重要的支撐、拉動與載體效應。[5]沈玉芳(2008)認為，以長三角為研究地區(qū)，對產業(yè)結構演進與城鎮(zhèn)空間結構的對應關系和影響要素進行了探討，據(jù)此認為促進產業(yè)結構升級與城鎮(zhèn)空間結構對應的影響要素主要為首位城市的發(fā)達程度、城市間合理和有序的層級關系、城市體系網絡的現(xiàn)代化程度。[6]劉艷軍(2011)指出，伴隨著經濟發(fā)展以及產業(yè)結構的調整，城市形態(tài)從單一形態(tài)逐漸向群體空間形態(tài)演化，從都市區(qū)到城市整合體、城市群體形態(tài)不斷發(fā)展演化。[7]

綜觀近年的文獻，主要是從兩者演變的角度來闡明兩者之間的關系，即產業(yè)結構的調整會進一步提高產業(yè)效率、改善產業(yè)布局，成為城市空間組成要素的布局的核心動力。同時, 經濟發(fā)展方式轉變和產業(yè)結構升級需要有合理和有序的城鎮(zhèn)空間組織模式作為支撐，城市空間結構形態(tài)的調整對產業(yè)結構優(yōu)化升級發(fā)揮了重要的支撐、拉動與載體效應。城市作為產業(yè)發(fā)展與變遷的載體，供給各類產業(yè)發(fā)展要素，并為其發(fā)展、演化以及擴散帶來了集聚性和外部性。產業(yè)的橫向深化分工以及縱向的轉移擴散引導了現(xiàn)代產業(yè)根據(jù)其自身發(fā)展特點在不同的城市體系中落腳，而在一個具體的城市體系中，由于各個城市發(fā)展水平的不同，導致了其所承載的產業(yè)類別也會隨之有所差異，從而形成區(qū)域整體的產業(yè)結構變遷。

總結來看，現(xiàn)有文獻對城市體系規(guī)模結構對產業(yè)結構升級關系的研究中，大多集中在理論層面，尤其對于城市體系對產業(yè)結構升級的研究，未能從實證角度結合現(xiàn)有發(fā)展狀況進行分析論證。因此，本文將運用FGLS面板回歸對城市體系與產業(yè)結構升級進行實證分析，且還將以城市體系規(guī)模結構作為門限變量對此問題進行非線性研究，檢驗其門限效應。

二、研究設計

(一)模型設定與估計方法

1.模型設定

本文旨在探究產業(yè)結構升級與城市體系規(guī)模結構的關系，因此，將采取普通面板模型和Hansen(1999)[8]非動態(tài)面板門檻模型來研究城市體系規(guī)模結構對產業(yè)結構變遷的關系。在不考慮任何的情況下，普通面板模型如下：

(1)

(2)

其中，i表示省份，t表示年份，αi表示城市體系規(guī)模結構的系數(shù)，Zit表示一系列的控制變量，包括人力資本存量(rlzbit)、外商直接投資(fdiit)、城市化(urbanit)、政府支出(zfzcit)、非公有固定資產(fgyit)以及每萬人擁有的專利數(shù)(mzlsit)。ui表示不可觀測的個體效應，εit則為回歸殘差或白噪聲過程。

在上式基礎上，首先假設存在門檻效應，進而建立門檻模型。接下來以核心變量城市體系規(guī)模結構(suss)作為門檻變量形成單門檻(雙門檻)模型，以產業(yè)結構高級化(gjh)作為解釋變量為例：

gjhit=α1sussit*I(suss≤λ)+

(3)

以單門檻模型為例，門檻變量suss將樣本劃分為不同的組(內生分組)，采用Hansen的門檻回歸方法，以門檻變量suss為體制改變的轉折點。上式中的λ是門檻變量(suss)的門檻值。另外當suss≤λ和suss>λ時，城市體系規(guī)模結構對產業(yè)結構變遷影響的系數(shù)分別是α1與α2。

2.估計方法

本文采用Hansen(1999)的非動態(tài)面板門檻回歸模型估計門檻值, 并對門檻值的正確性及內生的“門檻效應” 進行顯著性檢驗。該方法基本思想如下：

(1)門檻值的確定：對于一個具體模型的門檻變量，如果該變量的某個取值對整體樣本分組后所有子樣本回歸的殘差平方和之和最小, 則認為該取值為可能的門檻值。

(2)門檻效應的顯著性檢驗(檢驗以假定門檻值劃分的兩組樣本其模型估計參數(shù)是否有顯著性差異)：

①構建假設檢驗：零假設(即不存在門檻值)H0:β1=β2

(4)

②構造LM統(tǒng)計量：

(5)

其中S0表示在零假設下的殘差項平方和加總，Sn為存在門檻效果下的殘差項平方和加總。

(3)確定門檻值的置信區(qū)間，即對零假設

(6)

進行檢驗：

“似然比統(tǒng)計量”(LR)表示為：

(7)

LR為非標準正態(tài)分布。

(4)多門檻值檢驗：除了一個門檻值的檢驗程序外，為確定是否存在兩個或兩個以上的門檻值，須再進行兩個甚至多門檻值的檢驗，直到無法拒絕零假設為止。

(二)變量界定及數(shù)據(jù)樣本

1.產業(yè)結構變遷的測度

對于一個經濟體而言，產業(yè)結構變遷既可以通過優(yōu)化資源結構配置達成產業(yè)結構合理化，又可以通過推動產業(yè)形態(tài)向高級化形態(tài)演變實現(xiàn)的產業(yè)結構高級化。因此，將從產業(yè)結構高級化和產業(yè)結構合理化兩個維度來衡量產業(yè)結構變遷。

(1)產業(yè)結構高級化

現(xiàn)今對于產業(yè)結構高級化的度量目前國內測度方法基本一致，即采用第三產業(yè)產值與第二產業(yè)產值之比( 簡記為gjh)作為產業(yè)結構高級化的度量，這也極大地順應了經濟服務化的趨勢。著名經濟學家?guī)炱澞囊苍ㄟ^對各國數(shù)據(jù)的分析，指出產業(yè)結構的演變規(guī)律，即經濟增長將長期伴隨著人口與結構的轉變，第二、三產業(yè)內部勞動力將逐步集聚于第三產業(yè)。

(2)產業(yè)結構合理化

產業(yè)結構合理化主要通過產業(yè)結構的不斷優(yōu)化升級，改變勞動力結構，從而影響城市化發(fā)展。[9]( 程必定，2003) 對于產業(yè)結構合理化的度量眾多學者就產業(yè)結構的合理化提出了各自的判斷依據(jù)和原則，研究者一般運用結構偏離度來度量要素投入結構與產出結構耦合程度。但是，結構偏離度指標忽視了各產業(yè)在經濟體的重要程度，同時絕對值的計算也為研究帶來不便，因此引用干春暉(2011)[10]的泰爾指數(shù)加以衡量，公式如下：

(8)

其中，Yi(i=1，2，3)分別表示第一、二、三產業(yè)的增加值，Y表示GDP,Li(i=1,2,3)分別表示第一、二、三產業(yè)的就業(yè)人數(shù)，L表示總就業(yè)人數(shù)。hlh=0表示產業(yè)結構處于理想的均衡狀態(tài)，資源配置絕對合理。數(shù)值越小，表示要素投入結構越合理，產出結構耦合程度越高。反之，則表示資源配置不合理，聚合程度低。

2.城市體系規(guī)模結構測度

地理學家貝利認為，城市體系規(guī)模結構一般存在序位分布、首位分布和過渡分布三種類型。其中最常用的城市位序—規(guī)模分布模型是齊普夫模型，根據(jù)齊普夫模型，城市人口與它的位序存在著如下對應關系[11](陳志等，2002)：

(9)

為得到反映城市體系規(guī)模結構特征的具體參數(shù)指標，一般來說會將上述理論公式中的首位城市人口對數(shù)作為一個普通樣本參加回歸，回歸方程為：

lnP(r)=lnP1-qlnr+ui

(10)

其中，r表示城市位序，P(r)表示第r位城市人口，P1表示首位城市的城市人口數(shù)量，q表示人口對數(shù)的參數(shù)，稱之為齊普夫維數(shù)，并且D=1/q……(11)。對于一個具體的城市體系，假設由n個城市構成，首先按城市規(guī)模P(r)，即城市人口進行排序，可得到一系列序列：(P(r),r),r=1,2,3……n，然后運用stata12.0進行回歸分析，可得參數(shù)lnP1與q，并得到城市等級分布的回歸方程，其中q值反映城市規(guī)模分布的本質特征。

D與q在城市地理學中的含義是：①當D=q=1時，最大城市與最小城市人口數(shù)量之比恰為整個城市體系的城市數(shù)目，這是自然狀態(tài)下的最優(yōu)分布。②當D≥1且其值越大時，城市規(guī)模分布越為集中，人口分布比較均衡。③當D≤1且其值越小時，城市人口分布差異越大，首位城市的壟斷性越強。因此，q越大，說明城市規(guī)模分布越不平衡，大城市規(guī)模較為突出且中、小城市發(fā)育不夠充分；q 越小，則表明城市規(guī)模分布相對分散，中、小城市發(fā)育更加充分。

3.控制變量的選取

除城市體系結構外，影響產業(yè)結構變遷的因素還有很多。筆者在總結前人對于產業(yè)結構變遷影響因素的相關文獻的基礎上，選取了城市化、人力資本、外商直接投資、政府投資以及每萬人擁有的專利數(shù)等作為控制變量：

(1)人力資本存量(rlzbit)

依據(jù)克拉克等人的研究，產業(yè)結構變遷實質上是對包括物質資源、勞動力和人力資本等生產要素進行重新配置的動態(tài)過程。[12]接下來將采用全國6歲及以上人口的平均受教育年限與實體經濟部門從業(yè)勞動力的乘積來衡量人力資本存量(rlzb)。pri、jun、sen和col分別表示小學、初中、高中和大專及以上教育程度人口占6 歲以上人口的比重，其中6年、9年、12年和16年分別表示相應的平均受教育年限，計算公式為：

rlzbit=priit*6+jun*9+sen*12+col*16

(12)

其中rlzbit表示人力資本存量。

(2)外商直接投資(fdiit)

蔡昉等指出外商直接投資企業(yè)推動了中國產品結構、產業(yè)結構和技術結構轉型[13](蔡昉、王德文，2004)。與此同時，王燕飛等通過對fdi、就業(yè)結構及產值結構的兩兩Granger因果檢驗，指出fdi對我國產業(yè)結構升級有著積極的推動作用[14](王燕飛、曾國平，2006)。并用外商直接投資存量占GDP比重來衡量外商直接投資水平。

目前，fdi實際利用額是以美元計價的，因此首先采用各年年末的匯率中間價將其折算成以人民幣計算的價格。另外由于我國未對fdi存量進行統(tǒng)計, 故采用永續(xù)盤存法對fdi存量進行估算,具體估算公式如下：

(13)

其中,fdiit為fdi存量，fdiit為fdi流量, 即當期外商直接投資實際利用外資金額；δit為fdi存量的經濟折舊率, 采用固定經濟折舊率6%。fdi存量的基期數(shù)據(jù)采用穩(wěn)態(tài)方法進行估計，即假設基期fdi存量與其產出有相同的增長率，且由于外資部門產出數(shù)據(jù)的缺失,因此采取人均GDP增長率，故基期fdi存量計算公式為：

(14)

其中gi表示第i個省份2000-2013年的人均GDP增長率。

(3)城市化(urbanit)

城市化是衡量一個地區(qū)經濟發(fā)展水平的重要標志，能夠推動工業(yè)化、市場化，其必然結果就是促進就業(yè)結構的轉變，進而推動產業(yè)結構變遷[15](廖進中，2007)。韓峰(2009)指出城市化對于產業(yè)結構升級具有長期效應。[16]因此將城市化也列為控制變量之一，并以城鎮(zhèn)人口占總人口的比重來衡量城市化水平，用urbanit表示。

(4)政府支出(zfzcit)

經濟結構的變遷和經濟增長過程中需要實行一定的產業(yè)政策，而政府財政支出是產業(yè)政策的重要組成部分，它體現(xiàn)著國家產業(yè)結構調整的導向，因此政府支出在我國產業(yè)結構的變遷和升級中起到巨大作用(郭杰，2004)[17]，因此將以政府支出占GDP比重來衡量政府支出水平列入控制變量，并用zfzcit表示。

(5)非公有固定資產(fgyit)

從資源配置的角度來看, 所有制結構與產業(yè)結構間存在著較強的相關性。[18]何立勝 (1998)、沈坤榮(1999)從實證角度分析，認為所有制結構的變動對我國的產業(yè)結構變動產生了較大的影響，且我國所有制結構變化的一個重要方面是不同所有制經濟在產業(yè)布局上的調整。[19]因此以非公有制固定資產占固定資產總額的比重來衡量非公有制經濟的發(fā)展水平列為控制變量之一，用fgyit表示。

(6)每萬人擁有的專利數(shù)(mzlsit)

學者們認為技術創(chuàng)新對產業(yè)結構演化的影響深遠，且科學技術水平的發(fā)展與產業(yè)結構變遷之間存在內在相關性[20][21](遠德玉、馬強，2004；劉啟華等，2005)。因此，將以每萬人擁有的發(fā)明專利的授權量來衡量創(chuàng)新水平,用mzlsit表示。

本文數(shù)據(jù)統(tǒng)計樣本為2000-2013年中國23個省份(不含直轄市及數(shù)據(jù)缺失省份)的面板數(shù)據(jù)。城市體系規(guī)模結構指數(shù)所需的回歸數(shù)據(jù)均來自相關年份《中國城市統(tǒng)計年鑒》中地級及以上城市市轄區(qū)人口數(shù)據(jù)。322個樣本值均以省為單位用OLS方法對方程(2)逐個回歸得到。回歸方程中，322個回歸方程中的可決系數(shù)R2均大于0.8。因此，用系數(shù)q的估計值大致可以反映出各省城市體系規(guī)模結構的主要特征。本文所用的其他的數(shù)據(jù)來自2000-2013《中國統(tǒng)計年鑒》和省市統(tǒng)計年鑒，且對于其中缺失的數(shù)據(jù)，根據(jù)數(shù)據(jù)時間數(shù)列資料的各項環(huán)比發(fā)展速度大致相等的特點，運用指數(shù)曲線趨勢預測方法將其補齊。

本文涉及所有變量的描述性統(tǒng)計結果見表1。

且從下圖1可直觀反映2000-2013年產業(yè)結構的變遷及城市體系規(guī)模結構指數(shù)的變化，三者均表現(xiàn)出一定的波動性。從合理化水平來看，隨著時間的推進，泰爾指數(shù)有下降趨勢，即合理化水平有提高趨勢。這表明我國產出結構耦合程度有變高的趨勢，資源配置趨于合理。從高級化水平來看，第三產業(yè)增加值與第二產業(yè)增加值的比重一直在波動，但并無明顯升高或降低趨勢，即經濟結構的服務化傾向并不明顯，但其比重基本都在0.8左右波動，且低于0.8的年份較少，更多年份其值都位于0.8之上。這說明我國在這幾年我國產業(yè)結構確實是朝著“服務化”的方向發(fā)展，但是效果并不顯著。再看城市體系規(guī)模結構指數(shù)(齊普夫維數(shù))，其波動幅度較大，說明我國在優(yōu)先發(fā)展大城市和中小城市發(fā)展戰(zhàn)略兩者間徘徊不定，但總體來說，有下降的趨勢，這說明我國未來中小城市的發(fā)展速度將會加快。

表1　計量研究中涉及所有變量的描述性統(tǒng)計

圖12000-2013年產業(yè)結構變遷及城市體系規(guī)模結構指數(shù)圖

三、實證分析

(一)普通面板數(shù)據(jù)模型回歸分析

在進行普通面板回歸之前，需先確定面板數(shù)據(jù)模型。因此接下來采用沃爾德檢驗來檢驗異方差和組內自相關問題，而組間同期相關問題用pesaran和fridman檢驗，檢驗結果如表2。

根據(jù)表2所示，產業(yè)結構高級化(gjh)作為被解釋變量時，不管是自相關檢驗，還是異方差檢驗，在1%的顯著性水平上，其結果都拒絕原假設，而產業(yè)結構合理化作為被解釋變量時，仍在1%的顯著性水平上，異方差檢驗中也拒絕原假設，但是在自相關檢驗中，接受了原假設。因此，若采用面板數(shù)據(jù)模型的混合最小二乘法回歸、固定效應模型或隨機效應模型進行估計，結果將是有偏且不一致的。因此采用可行廣義最小二乘估計法(FGLS)來對這兩個模型進行估計。估計結果如下表3所示：

表2　異方差與自相關檢驗

注：**、***分別表示5%、1%的顯著水平上通過檢驗。

表3　產業(yè)結構高級化(gjh)與產業(yè)結構合理化(hlh)分析

注：**、***分別表示5%、1%的顯著水平上通過檢驗。

1.產業(yè)高級化模型

從表3產業(yè)高級化作為被解釋變量來看，核心解釋變量(suss)與控制變量均在1%的顯著性水平上對產業(yè)結構高級化水平有顯著效果。其中齊普夫維數(shù)對產業(yè)結構高級化影響顯著且符號為負，這說明城市體系的位序規(guī)模指數(shù)的上升會降低產業(yè)結構高級化水平，即對于一個區(qū)域而言，首位城市的壟斷性越強，城市人口分布差異越大，產業(yè)結構高級化水平越低；而城市規(guī)模分布越集中，中間位序的城市越大，產業(yè)結構高級化水平越高。這表明產業(yè)高級化水平的提高需要相對分散的城市規(guī)模分布，即需充分發(fā)展中小城市。究其原因是服務業(yè)的發(fā)展需要城市發(fā)展到一定程度，即當一個區(qū)域把優(yōu)先發(fā)展大城市作為發(fā)展戰(zhàn)略時，那么勢必會忽略其他中小城市的發(fā)展。如此中小城市的服務業(yè)發(fā)展緩慢，而首位城市又沒法帶動周圍諸多城市的發(fā)展，進而導致該區(qū)域的產業(yè)結構高級化水平較低。

從控制變量的影響狀況來看，城市化與其他因素的相互作用力對高級化水平的影響方向是負向的，這可以從我國整體城市化水平較低的角度來看，尤其是中西部地區(qū)。而在城市化的初期，第三產業(yè)的發(fā)展還未完全興起，而包括工業(yè)、建筑業(yè)等在內的基礎設施建設是推進城市化的主力，因此第二產業(yè)較之第三產業(yè)的發(fā)展更快，直接導致了高級化水平較低。從外商直接投資水平來看，其對高級化水平的影響也為負，主要是因為現(xiàn)階段外商直接投資的方向主要是勞動力價格比較低廉的產業(yè)。比如制造業(yè)等，進而第二產業(yè)的發(fā)展快于第三產業(yè)，導致高級化水平較低。再看人力資本存量，它與其他影響因素共同對高級化水平的影響為負，其主要原因是，現(xiàn)今我國高校人才培養(yǎng)與就業(yè)所需人才存在脫節(jié)的情況，這也直接導致在我國產業(yè)結構變遷的過程中，高校資源的浪費的同時二、三產業(yè)的發(fā)展缺乏足夠的人才支撐。從變量系數(shù)來看，外商直接投資的負向影響程度最大，城市化水平次之；而政府支出水平、非公有制固定資產投資水平以及每萬人擁有的發(fā)明專利數(shù)對產業(yè)結構高級化的正向影響，說明現(xiàn)階段，政府對經濟活動的參與、市場化的推進以及創(chuàng)新水平的提高是推動產業(yè)結構高級化的重要推動力。且在上述的正向影響因素中，從變量的系數(shù)來看，政府支出水平的正向影響程度最大。

2.產業(yè)結構合理化模型

從表3產業(yè)結構合理化作為被解釋變量來看，核心解釋變量(suss)與控制變量均在1%的顯著性水平上對產業(yè)結構合理化水平有顯著效果。其中齊普夫維數(shù)對泰爾指數(shù)的影響顯著為正，表明城市體系的位序規(guī)模指數(shù)的上升會提高泰爾指數(shù)、降低產業(yè)結構合理化水平，即城市人口分布差異越大，大城市規(guī)模越突出，產業(yè)結構合理化水平越低；而城市規(guī)模分布相對分散的地區(qū)，產業(yè)結構合理化水平越高。

從控制變量來看，城市化、外商直接投資水平、非公有制固定資產投資以及每萬人擁有的發(fā)明專利數(shù)均對泰爾指數(shù)的影響顯著為負，即對產業(yè)結構合理化的影響顯著為正，且從變量系數(shù)來看，F(xiàn)DI對產業(yè)結構合理化的正向影響程度最大，其次是非公有制固定資產投資水平；而人力資本存量、政府支出水平顯著為正，即這兩個因素對產業(yè)結構合理化水平的影響顯著為負，并且從系數(shù)水平來看，政府支出的負向作用最大。

(二)門檻效應分析

以產業(yè)結構合理化作為被解釋變量進行門限檢驗時，解釋變量均不顯著，即該模型不適合用門檻模型來模擬。因此，接下來的門檻模型是以產業(yè)結構高級化(gjh)作為被解釋變量進行分析的。接下來以城市體系規(guī)模結構作為門檻變量對方程(9)進行檢驗，如下表4顯示了以城市體系規(guī)模結構指數(shù)為門檻變量的顯著性檢驗。單門檻檢驗和雙門檻檢驗均在1%的顯著性水平下顯著，因此門檻檢驗表明城市體系規(guī)模結構與產業(yè)結構高級化之間存在明顯的非線性關系，且選用雙門檻模型進行計量分析。根據(jù)門檻模型的原理，門檻估計值是似然比檢驗統(tǒng)計量LR為零時λ的取值，兩個門檻的估計值和相應的95%置信區(qū)間見表4，結果表明兩個門檻估計值在95% 置信區(qū)間下分別是0.8358和1.0333。同時，根據(jù)門檻變量的單一門檻模型、雙門檻模型參數(shù)與其相應的似然值關系可以發(fā)現(xiàn)，當以suss為門檻變量時，門檻1估計值在[0.8309,0.8358]區(qū)間內和門檻2估計值在[1.0284,1.0827]區(qū)間內，似然比值小于5%顯著性水平下的臨界值。

在確定門檻個數(shù)、門檻值大小及顯著性的基礎上對門檻回歸模型方程(9)進行估計，具體結果見表5。從表5的估計參數(shù)結果來看，除系數(shù)大小有變化外，系數(shù)的符號性質與普通面板回歸相比沒有實質性的改變，這也表明了回歸結果的穩(wěn)健性。實證結論顯示，城市體系規(guī)模結構對產業(yè)結構高級化的影響隨著suss的變化呈現(xiàn)出顯著的區(qū)間效應。以城

表4　門限值估計結果和門限效果的自抽樣檢驗

注：P值和臨界值均采用bootstrap反復抽樣500次得到的結果，**、***分別表示5%、1%的顯著水平上通過檢驗。

市體系規(guī)模結構為門檻變量，以0.8358和1.0333兩個門限值將樣本劃分為三個區(qū)間，依次是城市體系規(guī)模結構指數(shù)較低的地區(qū)(SUSS≤0.8358)、城市體系規(guī)模結構指數(shù)居中的地區(qū)(0.83581.0333)。當SUSS低于第一個門檻值(0.8358)時，即城市規(guī)模分布相對分散程度每提高0.1個單位時，會促進產業(yè)高級化水平提高0.05637，明顯高于線性固定效應模型的估計結果。且在三個不同區(qū)間估計值中，為三個系數(shù)中的最大值。表明在城市規(guī)模分布越分散、中小城市發(fā)育越充分的地區(qū)，城市體系規(guī)模結構對產業(yè)結構高級化的影響越大。表明在產業(yè)結構高級化的過程中，中小城市的發(fā)展很重要；當0.83581.0333時，即大城市規(guī)模較突出、中小城市發(fā)育不充分的地區(qū)，其系數(shù)進一步下降為0.03476，城市體系結構對產業(yè)結構高級化的影響程度進一步降低，但仍是分散化的城市體系促進產業(yè)結構高級化。因此該門檻回歸結果表明，分散化的城市體系，即中小城市發(fā)育完全的地區(qū)，其城市體系對產業(yè)結構高級化的促進作用比較強，且城市規(guī)模分布越分散、中小城市發(fā)育越充分的地區(qū)，其城市體系對產業(yè)結構高級化的促進作用越強。

表5　雙門限模型參數(shù)估計結果

注：**、***分別表示5%、1%的顯著水平上通過檢驗。

四、結語

本文基于對城市體系規(guī)模結構與產業(yè)結構變遷的測度，建立了城市體系規(guī)模結構與產業(yè)結構變遷的普通面板回歸模型，進而為檢驗其門限效應，以城市體系規(guī)模結構系數(shù)作為門限變量，建立門限回歸模型，在此基礎上運用2000-2013年23個省際面板數(shù)據(jù)進行實證分析。結果表明：在一個區(qū)域的城市體系中，大城市過度擴張而中小城市發(fā)育不足的失衡結構，產業(yè)結構變遷的進程往往比較落后；而城市體系協(xié)調發(fā)展，即中、小城市充分發(fā)育，則有利于加快產業(yè)結構變遷的進程。并且隨著城市體系的進一步協(xié)調發(fā)展，城市體系規(guī)模結構對產業(yè)高級化進程的影響被強化，強化作用隨著中、小城市的發(fā)育程度而逐步加強，同時中小城市發(fā)育不足的失衡城市體系不利于產業(yè)高級化的推進。

因此，我們認為注重城市體系的協(xié)調發(fā)展，即中、小城市的發(fā)展，有利于推進產業(yè)結構升級。在制定城市發(fā)展戰(zhàn)略時，應抓住城市化的歷史機遇，根據(jù)城市規(guī)模設計傾斜政策，避免優(yōu)質資源過度向大城市集中，消除政策性歧視，引導大城市資源要素向中小城市流動。政府應積極為中小城市釋放制度紅利，使之形成完善的基礎設施，公共服務體系以及制度環(huán)境，為承接產業(yè)轉移以及引進人才做好準備工作，且應積極引導現(xiàn)代產業(yè)根據(jù)其自身發(fā)展特點在不同的城市體系中落腳。

第一，在中小城市發(fā)育不足的失衡區(qū)域城市體系中，對于過度擴張的大城市，應以金融業(yè)、高端技術、信息等知識密集型產業(yè)為城市主導產業(yè)，在此基礎上逐步向周圍的中小城市轉移傳統(tǒng)產業(yè)。對于發(fā)育不足的中小城市，可根據(jù)城市自身的地理位置，資源情況等，積極承接產業(yè)轉移，大力引進制造業(yè)等資源密集型等產業(yè)，并利用城市聚集效應逐步形成自己的發(fā)展體系。

第二，在中、小城市充分發(fā)育的區(qū)域城市體系中，區(qū)域中各城市均已形成了以自身特色產業(yè)為主導并帶動其他輔助產業(yè)發(fā)展的城市發(fā)展模式。因此應大力扶持該區(qū)域中各城市的特色產業(yè)，并圍繞該特色產業(yè)為主導產業(yè)，打造一條可持續(xù)發(fā)展的產業(yè)鏈。

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(責任編輯陶有浩)

Research on the Scale of Urban System and Industrial Structure Upgrading——Based on Threshold Effect

YU Yuanhong，YU Mingjiang

(SchoolofBusiness,AnhuiUniversityofTechnology,Ma’anshan243032,China)

Based on the measurement of the Scale of Urban System and Industrial Structure Upgrade,this paper conducts empirical tests using threshold regression model based on provincial panel data in China during 2000-2013. Results show in the excessive expansion of large cities and weak development of middle and small cities, the industrial structural upgrade seemed to fall behind. However the coordinated development of urban system, namely, the full development of small and medium-sized cities was conducive to accelerate the process of industrial structure change. In addition, with the further coordinated development of urban system, the impact of urban scale system structure on the industrial structure upgrading was strengthened, and the reinforcement impact was gradually intensified as the small and medium-sized cities was fully developing Meanwhile, the unbalanced development of urban system in the small and medium-sized cities would prevent promotion of industrial upgrading.

urban system structure; upgrading of industrial structure; Threshold Effects

2016-05-11

安徽省軟科學計劃項目“安徽省人口老齡化對經濟增長影響的研究”(1402052071)

余院宏(1992-)女，安徽安慶人，安徽工業(yè)大學商學院碩士研究生；余明江(1962-)，男，安徽潁上人，安徽工業(yè)大學商學院教授，碩士生導師。

F291.1

A

1674-2273(2016)04-0055-08