城镇化和产业结构对县域经济增长影响的实证分析

何 燕

（湘潭大学 商学院，湖南 湘潭 411105）

0 引言

湖南作为农业大省，城镇化发展一直落后于全国平均水平，在中部地区中具有很强的代表性。湖南省总面积21.18万平方公里，占全国国土面积的2.2%，居中部第1位；有汉、土家、苗、侗、回等50多个民族，少数民族人口约占总人口的10%。2016年湖南省人均GDP为45063元，城镇化水平（城镇人口占总人口的比重）为52.75%，二者均低于全国平均水平。由于中部地区多为农业大省，县域经济有着举足轻重的地位。湖南省县域经济发展中城镇化和产业结构调整的经验与教训可以为中部地区崛起提供参考和借鉴。因此，本文选取2010—2015年湖南省124个区、县级市、县的县域面板数据对城镇化、产业结构与县域经济增长的关系进行实证分析，探讨促进经济增长的有效途径。

1 研究方法

面板数据（Panel Data）模型是建立在面板数据之上、利用平行数量分析变量之间相互关系，并对其变化趋势进行预测的计量模型。面板数据模型可以表示为：

其中，αit表示截距项为k×1维参数向量；yit表示被解释变量，为1×k维解释变量向量；t表示不同的时间，i表示不同的个体，μit为随机扰动项，且独立同分布 μit~IIDN(0，σμ2)。面板数据模型包括混合模型、固定效应模型和随机效应模型。

混合模型模型定义为：

其中,α 表示截距项，β=(β1，β2，···，βk)'为 k×1维参数向量；yit表示被解释变量，为1×k维解释变量向量；t表示不同的时间，i表示不同的个体，μit为随机扰动项。

固定效应模型（fixed effects model）包括时间固定效应模型、个体固定效应模型、个体时间点双固定效应模型三种类型。

时间固定效应模型是指对于不同的时间截面存在不同截距的模型。时间固定效应模型的定义为：

式中，yit表示被解释变量为1×k维解释变量向量；αt是随机变量，表示对于T个截面有t个不同的截距项，且其变化与有关；β=(β1，β2，···，βk)'为 k×1维参数向量，对不同的个体回归系数相同；μit为随机扰动项。

个体固定效应模型的定义为:

其中，yit表示被解释变量表示1×k维解释变量向量；αi是随机变量，表示对于i个个体截面有i个不同的截距项，且其变化与有关，β=(β1，β2，···，βk)'为k×1维参数向量，对不同的个体回归系数相同；μit为随机扰动项，满足经典计量经济模型的基本假设，μit~IIDN(0，σμ2)。

个体时间固定效应模型定义为：

式中，yit表示被解释变量，表示1×k维解释变量向量；αi是随机变量，表示对于i个个体有i个不同的截距项，γt是随机标量，表示对于T个截面有t个不同的截距项，二者的变化与有关；β=(β1，β2，···，βk)'为k×1维参数向量，对不同的个体回归系数相同；μit为随机扰动项。

随机效应模型的定义为：

其中，yit为被解释变量，为1×k维解释变量向量；αt是分布与无关的随机变量，β=(β1，β2，···，βk)'为k×1维参数向量，对不同的个体回归系数相同；μit为随机扰动项。

对于给定的面板数据，应该用Hausman检验来确定应该建立固定效应模型还是随机效应模型。如果豪斯曼检验结果接受原假设，则选择随机效应模型进行估计；如果拒绝原假设，则选择固定效应模型进行面板数据估计。

2 变量选择及数据来源

根据传统的Cobb-Douglas生产函数，经济增长决定于资本（Capital）和劳动力（Labor）投入以及技术进步（A）。为构造计量模型经验分析城镇化进程（Urbanization）、产业结构（Structure）对县域经济增长的影响，假定规模报酬不变，建立如下扩展模型：

目前，中国仍处于体制转型过程之中，除城镇化水平将引致经济增长外，同时考虑其他因素对经济增长的影响，因此加入政府的干预程度（Expenditure）作为控制变量构建计量模型。为估计城镇化进程对于县域经济增长的贡献水平，用人均GDP（perGDP）代表水平经济增长，引入控制变量向量，并对扩展的生产函数两边同时取对数，得到如下计量回归模型：

其中，i表示湖南省124个区、县级市和县，t表示时间，β为待估参数。ui及vit分别表示不随时间变化的个体差异和表示随机扰动项。变量的选取的定义见表1，所有变量取自然对数。

表1 变量选取及定义

经济增长（perGDP），用人均GDP来表示县域经济增长情况，反映个县域经济发展及增长质量情况；劳动力投入（Labor），用全社会从业人员占总人口的比重表示；资本投入（Capital），由于官方发布的数据没有提供湖南省各地区的资本存量数据，本文采用城镇固定资产投资占GDP的比重，资本投资规模越大表示GDP中用作物质资本积累的越多，从而有利于促进经济增长；城镇化水平（Urbanization），用城镇人口占总人口（以年末常住人口统计口径）的比重来表示。产业结构（Structure），本文借鉴已有文献的做法，以各区、县级市、县的第二产业产值占GDP的比重（Secondary）、第三产业总产值与第二产业总产值之比（TRY/SEC）两个变量作为产业结构指标来反映产业结构的优化程度。工业化会促进人口的空间转移，是促使城镇化与经济增长密切联系的重要方式，第二产业可以有效反映我国的工业化进展情况。在新信息技术革命的推动下，第三产业的增长率比较快。因此，用第三产业产值（TRY）与第二产业产值（SEC）之比（TRY/SEC的比值越大，经济服务化的程度越高）作为产业结构高级化的度量指标，反映经济结构的服务化倾向。

为控制其他因素对经济增长的影响，将第一产业和政府的干预程度作为控制变量纳入计量模型之中。第一产业（Primary），用第一产业总值占GDP的比重来表示。地区经济发展水平较低时，第一产业的比重最大。由于湖南是农业大省，此指标主要度量农业在目前县域经济中的作用。为控制政府行为对经济增长的贡献，政府干预程度（Expenditure）被纳入模型中，其数值用地方政府的财政支出占名义GDP的比重来表示。

本文采用2010—2015年湖南省124个区、县级市、县的面板数据对城镇化与经济增长的关系进行实证分析。数据主要来源于湖南省统计局以及《湖南统计年鉴（2011—2016）》。由于2010年湘潭市统计口径的差异，《湖南统计年鉴2011》公布的经济增长指标（包括地区生产总值、第一产业产值、第二产业产值、第三产业产值、GDP增长率（上一年=100%）和人均GDP）汇总为湘潭市总体数据，为统一口径，需要把湘潭市的经济增长指标区分为雨湖区和岳塘区，相关数据来自湘潭市雨湖区2010年政府工作报告和湘潭市岳塘区2010年政府工作报告。

3 实证分析

3.1 描述性统计

为了更直观地呈现各经济变量之间的变化趋势，描述性统计使用取对数前的数据。主要变量的描述性统计见表2。从各变量的统计数据来看，一产、二产、三产和政府干预的均值、中值的结果基本一致；人均GDP、资本和城镇化率的均值大于中位数；而劳动力投入正好相反，这符合湖南作为农业大省的省情，劳动力主要集中在第一产业，第二、三产业的劳动力占比相对较小。湖南省人均GDP最大值193699元，最小值6406元；城镇化率最大值100%，最小值19.37%。从这两个变量可以看出，湖南省经济发展程度和城镇化水平均存在明显差异，人均GDP最大值大约是最小值的30.24倍，城镇化水平最大值是最小值的5.16倍。产业结构指标也存在较大差异，第二产业最大值为87.205%，最小值仅为1.5823%；三产/二产的最大值为94.733%，最小值10.296%。控制变量政府干预程度最大值是67.901%，最小值是1.637%，说明政府资源在湖南省分配不均衡，存在地区差异。

表2 湖南省124区、县、县级市各变量描述统计

3.2 回归结果及解释

考察城镇化、产业结构对经济增长的影响，根据豪斯曼检验，模型不符合随机效应检验的估计条件，因此本文选择固定效应模型对湖南省全样本进行逐步回归，估计结果见表3。回归结果显示，城镇化水平、第二产业和产业结构升级（三产/二产）的估计系数均正向显著，说明城镇化水平与产业结构升级对经济增长都存在显著的正向推动作用，城镇化水平的提高、第二产业发展以及产业结构升级（三产/二产）均有利于经济增长。在逐步添加控制变量的过程中，城镇化水平和第二产业、第三产业的估计系数符号基本一致，说明继续推进城镇化进程、促进产业结构升级有利于经济增长的结论是稳定的。以上结果基本支持城镇化和产业结构升级能够促进经济增长的主要结论。

实证结果表明，城镇化水平的提高有助于县域经济的发展，农村人口转移到城镇从事非农产业，会促进社会较快的发展，同时提高人均收入水平。但是从全国来看，城镇化对于湖南省县域经济增长的促进效应明显不足。模型（5）结果显示，湖南省城镇化率每提高1%，会促进湖南省人均GDP提高0.9973%；但全国城镇化率每提高一个百分点，会维持7.1%的经济增长。可以看出，加快城镇化进程对湖南县域经济的增长有较大的促进作用，是发展湖南县域经济的一个重要增长点。产业结构指标中，第二产业对县域经济增长的影响正向显著，第二产业每提高一个百分点，会促进人均GDP提高0.5434个百分点，说明第二产业的发展是推动县域经济增长的驱动力，应加快推进新型工业化进程，促进工业向高端化、高新化、“两型”化、规模化方向发展。产业结构升级（三产/二产）与县域经济增长呈现显著正相关关系，但相比于第二产业，产业结构升级对县域经济的影响较小（0.3047）。第三产业作为未来国民经济的支柱产业，对县域经济增长具有非常重要的作用。湖南省第三产业的比重总体上是呈上升的趋势，由2010年的39.3%上升至2015年的43.9%，但是与发达国家和地区相比仍然偏低。第三产业传统行业所占比重偏大以及新兴第三产业发展相对落后，在一定程度上阻碍了县域经济增长。

表3 湖南省124区、县、县级市全样本回归结果

模型（3）考察第一产业对县域经济的影响，第一产业估计系数显著为负，第一产业对湖南省经济增长的整体贡献率偏低。这是由湖南省农业劣势地位，农业经济、农业金融等农业本身问题所决定的。随着产业结构调整，湖南省第一产业的比重明显下降，由2010年的14.7%下降至2015年的11.5%，但仍高于全国水平。湖南是农业大省，但农业基础设施建设滞后、农业产业结构调整慢以及农业龙头企业带动能力弱使得农民增收的步伐缓慢。第一产业的劳动生产率较低、现代农业发展缓慢是阻碍县域经济增长的重要原因。

在模型（5）中加入政府干预变量，结果显示政府干预变量的回归系数显著为正，说明目前湖南省县级政府的财政政策对县域经济增长具有显著的正向推动作用。因此，在满足公共服务需要的基础上，地方政府应该根据本地区特点采取差异化的财政支出政策，提高财政支出的效率，促进县域经济的快速增长。

可以注意到，逐步回归结果显示劳动力投入对经济增长的贡献显著为正。虽然湖南省农业人口和农业劳动力在县域总人口和社会劳动力中的比重有所下降，但湖南省属于劳动力密集型地区，劳动力投入对县域经济增长的贡献比较突出。此外，固定资产投资和县域经济增长水平之间存在着显著的负相关关系。“十二五”期间，湖南省充分发挥投资对经济的拉动作用，固定资产投资高速增长，规模迅速扩大，但投资结构有待进一步改善。对投资驱动过度依赖容易导致投资效率低下等问题，在一定程度上阻碍了湖南县域经济的增长。

城镇化水平的提升及产业结构调整将带动县域经济增长，同时经济增长也会促进产业结构调整和城镇化进程加速。如果经济增长与城镇化之间存在变量的内生性，将会使上述回归结果受到质疑。为此，本文将所有变量滞后一期作为工具变量，运用二阶段最小二乘法（2SLS）对上述模型进一步回归，结果见模型（6）。二阶段最小二乘法回归结果与固定效应模型一致，因此固定效应模型的回归结果是稳健的。

4 结论及建议

本文以湖南省为例，采用2010—2015年湖南省124个区、县级市、县的面板数据分析中部地区城镇化和产业结构对县域经济增长的影响。实证结果表明，城镇化进程有助于促进湖南省县域经济的增长。产业结构指标中，第二产业对县域经济增长的影响正向显著；产业结构升级（三产/二产）与县域经济增长呈现显著正相关关系，但相比于第二产业，产业结构升级对县域经济的影响较小。湖南省第三产业的比重总体上是呈上升的趋势，但是与发达国家和地区相比仍然偏低。第三产业传统行业所占比重偏大以及新兴第三产业发展相对落后，在一定程度上阻碍了县域经济增长。湖南省作为中部地区的典型，基于实证分析结果，本文提出促进中部地区县域经济发展的政策建议：

（1）促进人口集聚，有序推进城镇化。深化户籍制度改革，拆除城乡壁垒，加速中部地区的城镇化进程，促进中部地区农村人口合理向城镇流动。同时，促进中部地区城市群的发展，培育新的城市群，促进形成以县域城镇为主要载体的新经济增长极。

（2）优化产业结构，加强自主创新。中部地区经济主要是粗放型增长方式，产业结构相对单一，工业化进程推动不足，现代服务业发展滞后，向第三产业演进乏力。要加快中部地区工业化进程，促进产业产业结构调整，加强基础设施建设和发展先进制造业，提高服务业比重；全面增强自主创新能力，提升产业整体技术水平；大力发展以小微企业为主体的民营经济，解决服务业市场主体发展滞后、发育不完善等问题，发挥市场对服务业的引导作用。

（3）加强对县域产业发展的协调和支持。通过制定产业政策，加强协调指导，支持各类优势企业进入县域发展特色产业，对县域经济支柱产业、特色产业项目给予专项支持；加强中部地区之间、县域中心城市之间的经济合作与交流，支持欠发达地区省级产业集聚区的建设，鼓励发达地区向欠发达地区转移劳动密集型产业，提高劳动力资源利用效率和劳动生产率。