政府規(guī)模、城市化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)關(guān)系研究

■ 樂小兵（梧州學(xué)院 廣西梧州 543002）

現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)總量的擴(kuò)張和速度的增長(zhǎng)上，同時(shí)還體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)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(gè)國(guó)家或地區(qū)的勞動(dòng)力、資金、各種自然資源與物質(zhì)資料在國(guó)民經(jīng)濟(jì)各部門的配置及其相互制約的一種方式，它反映著一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、發(fā)達(dá)程度、內(nèi)在活力以及增長(zhǎng)潛力。隨著一國(guó)經(jīng)濟(jì)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(jìn)行演化，即在不斷地進(jìn)行調(diào)整和升級(jí)。加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化進(jìn)程，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段的客觀要求，也是實(shí)踐科學(xué)發(fā)展觀的必然選擇。經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心內(nèi)容是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向更高級(jí)的進(jìn)化，從根本上說，經(jīng)濟(jì)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(jí)的過程。

自改革開放以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)生巨大變化，尤其是1996 年以后，中國(guó)經(jīng)濟(jì)更以年均9%以上的速度增長(zhǎng)。1978 年以后，中國(guó)實(shí)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(xué)發(fā)展觀和轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式等，實(shí)質(zhì)上就是通過調(diào)整中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以適應(yīng)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)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(jì)的迅速發(fā)展，中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也隨之發(fā)生變動(dòng)。由新中國(guó)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(jì)發(fā)展過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)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(jí)的影響因素以及這些因素在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)過程中的不同作用，對(duì)于制定合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，形成與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有一定的指導(dǎo)意義。同時(shí)世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的事實(shí)表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)關(guān)鍵因素，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)于一國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化以及實(shí)現(xiàn)一國(guó)經(jīng)濟(jì)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(guó)省際面板數(shù)據(jù)，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與政府規(guī)模、城市化水平之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

文獻(xiàn)回顧

近年來，針對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)相關(guān)方面的研究較多。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響因素方面有：姜澤華、白艷（2006）認(rèn)為社會(huì)需求、科技進(jìn)步、制度安排和資源供給都會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生影響。其中社會(huì)需求包括消費(fèi)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(dòng)、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)、制度保障三個(gè)視角分析深圳產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的動(dòng)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(jí)的物質(zhì)基礎(chǔ)，技術(shù)創(chuàng)新是深圳產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的核心動(dòng)力，制度保障是深圳產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的體制保障；杜傳忠、郭樹龍（2011）從供給因素、技術(shù)水平、需求因素、政府因素、對(duì)外開放以及外部沖擊等因素進(jìn)行了理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，資本投入、需求和外商直接投資等因素對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)具有正向作用，而勞動(dòng)力數(shù)量、技術(shù)水平、開放水平中的進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)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(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)政策、資源供給的角度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響進(jìn)行分析。

表1 29個(gè)省份各變量面板數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

從政府規(guī)模與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)關(guān)系有：閆海洲（2010）利用長(zhǎng)三角江、浙、滬三地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)，對(duì)三地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化變動(dòng)進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化存在區(qū)域差異和趨勢(shì)趨同特征，同時(shí)使用1990-2008年面板數(shù)據(jù)，對(duì)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化的因素進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新和政府規(guī)模對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化有正向作用，進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)向作用，F(xiàn)DI和社會(huì)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(jí)關(guān)系有：鐘陳（2012）運(yùn)用1997-2009年西部11個(gè)省市區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用面板回歸模型對(duì)西部的城市化水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，對(duì)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(dòng)城市化進(jìn)程，但第三產(chǎn)業(yè)化更為顯著；郝俊卿、曹明明（2012）以關(guān)中地區(qū)為例，利用1949-2009 年間關(guān)中地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與城市化的時(shí)序關(guān)系、相關(guān)關(guān)系和協(xié)調(diào)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)關(guān)中地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與城市化進(jìn)程具有明顯的時(shí)序關(guān)系。在不同發(fā)展階段，各產(chǎn)業(yè)與城市化的相關(guān)關(guān)系不同，并且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)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(yàn)

表4 固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)

表6 隨機(jī)效應(yīng)模型檢驗(yàn)

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(shè)計(jì)

本文以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)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(biāo)反映政府規(guī)模和對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)程度，本文用地方財(cái)政支出占GDP的比重來衡量。在一定時(shí)期內(nèi)，政府主要是以稅收、國(guó)債等各種方式從各種經(jīng)濟(jì)主體獲取財(cái)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(huì)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(biāo)是衡量一個(gè)地區(qū)城市化進(jìn)程的重要因素，在城市化水平的指標(biāo)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(biāo)，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(biāo)，有些研究則將非農(nóng)業(yè)人口數(shù)的增長(zhǎng)比率作為城市化指標(biāo)。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(jí)（IR）。該指標(biāo)是衡量一個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要指標(biāo)，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(rèn)為政府規(guī)模和城市化水平都能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，都存在正相關(guān)關(guān)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(jí)，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(xiàng)，表示其他因素對(duì)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(jī)誤差項(xiàng)。

（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(jì)年鑒及《2011年中國(guó)統(tǒng)計(jì)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(gè)省市。29個(gè)省份各變量面板數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)，如表1所示。

實(shí)證分析

（一）面板單位根檢驗(yàn)

為了避免偽回歸，確保估計(jì)結(jié)果的有效性，必須對(duì)各面板序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。而檢驗(yàn)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性最常用的辦法就是單位根檢驗(yàn)。在非平穩(wěn)的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的漸進(jìn)過程中，Levin and Lin（1993）很早就發(fā)現(xiàn)這些估計(jì)量的極限分布是高斯分布，這些結(jié)果也被應(yīng)用在有異方差的面板數(shù)據(jù)中，并建立了對(duì)面板單位根進(jìn)行檢驗(yàn)的早期版本。后來經(jīng)過Levin et al.（2002）的改進(jìn)，提出了檢驗(yàn)面板單位根的LLC法，Levin et al.指出，該方法允許不同截距和時(shí)間趨勢(shì)，異方差和高階序列相關(guān)，適合于中等維度（時(shí)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(yàn)。Im et al.（1997）取消同質(zhì)性假定，提出了檢驗(yàn)面板單位根的IPS 檢驗(yàn)法，但Breitung（1999）發(fā)現(xiàn)IPS 法對(duì)限定性趨勢(shì)的設(shè)定極為敏感，并提出了面板單位根檢驗(yàn)的Breitung法。Maddala and Wu（1999）又提出了ADF-Fisher和PP-Fisher面板單位根檢驗(yàn)方法。Harris和Tzavalis（1999）基于截面不相關(guān)和樣本時(shí)間長(zhǎng)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(yàn)，該檢驗(yàn)尤其適用于時(shí)間跨度較小而截面單元個(gè)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(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)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(jì)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(shè)，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(yàn)結(jié)果

（二）面板協(xié)整分析

由單位根檢驗(yàn)可知變量均為一階單整，符合協(xié)整檢驗(yàn)的條件。協(xié)整檢驗(yàn)是考察變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的方法，其中協(xié)整是指若兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)的變量序列，其某個(gè)線性組合后的序列呈平穩(wěn)性。從理論上說，對(duì)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(shí)際上就是檢驗(yàn)殘差的平穩(wěn)性。Kao、Kao and Chiang（1999）利用推廣的DF和ADF檢驗(yàn)提出了檢驗(yàn)面板協(xié)整的方法，這種方法原假設(shè)是沒有協(xié)整關(guān)系，并且利用靜態(tài)面板回歸的殘差來構(gòu)建統(tǒng)計(jì)量；Pedroni（1999）也基于截面不相關(guān)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(yàn)方法。和Kao的方法不同的是，Pedroni的檢驗(yàn)方法允許異質(zhì)面板的存在。

本文主要采用Pedroni 檢驗(yàn)和Kao 檢驗(yàn)來進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。Pedroni檢驗(yàn)采用了7個(gè)統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系，且在T＜30 這類小樣本計(jì)量分析中，Panel ADF和Group ADF的檢驗(yàn)效果較好，其它檢驗(yàn)效果相對(duì)較差。如果在檢驗(yàn)中拒絕原假設(shè)，則表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果主要參考Panel ADF和Group ADF的檢驗(yàn)指標(biāo)。從表3可知，Panel ADF和Group ADF的Statistic統(tǒng)計(jì)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(guān)系的原假設(shè)。同時(shí)在面板協(xié)整的Kao檢驗(yàn)下，統(tǒng)計(jì)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(guān)系的原假設(shè)。因此，原面板數(shù)據(jù)存在面板協(xié)整關(guān)系，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、政府規(guī)模和城市化水平存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（三）面板數(shù)據(jù)回歸模型估計(jì)

1．面板回歸模型的選擇。陳強(qiáng)（2010）在其研究中對(duì)面板回歸模型的選擇有詳細(xì)介紹，他認(rèn)為估計(jì)面板數(shù)據(jù)有兩個(gè)極端策略，一個(gè)是將其看成是橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行混合回歸，即要求樣本中每個(gè)個(gè)體都擁有完全相同的回歸方程。另一個(gè)極端策略是為每個(gè)個(gè)體估計(jì)一個(gè)單獨(dú)的回歸方程。在這兩個(gè)極端策略中，前一個(gè)忽略了個(gè)體間不可觀測(cè)或被遺漏的異質(zhì)性，而該異質(zhì)性可能與解釋變量相關(guān)，從而導(dǎo)致估計(jì)不一致。后者忽略了個(gè)體間的共性，也可能沒有足夠大的樣本容量。因此，在實(shí)踐中常采用折中的估計(jì)策略，即假定個(gè)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(gè)體效應(yīng)模型”，即：

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

把IR作為因變量，Gov和Urba作為自變量，建立固定效應(yīng)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(jī)誤差項(xiàng)。

隨機(jī)效應(yīng)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(gè)體誤差部分，uit表示時(shí)間序列和橫截面混合誤差部分。運(yùn)行stata11檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

通過固定效應(yīng)模型的F檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)F統(tǒng)計(jì)量為25.89，相對(duì)應(yīng)的概率為0.0000，在1%的顯著水平下強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，固定效應(yīng)非常顯著，表明固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合回歸模型。然而在檢驗(yàn)中未使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，所以這個(gè)F檢驗(yàn)并不有效，因?yàn)槠胀?biāo)準(zhǔn)差大約只有聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的一半。為此，要進(jìn)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(gè)省份的截距，D2i，D3i，…，D29i表示虛擬變量，由于用的是29個(gè)省份，因此只需要28個(gè)虛擬變量。如果觀測(cè)值為D2i（假定D2i代表湖南?。瑒tD2i=1，否則為0；如果觀測(cè)值為D3i（假定D3i代表江西?。?，則D3i=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(jī)誤差項(xiàng)。運(yùn)行stata11檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

從表5可知，除少數(shù)幾個(gè)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(gè)體虛擬變量均為0的原假設(shè)”，個(gè)體效應(yīng)顯著，不應(yīng)使用混合回歸。

以上檢驗(yàn)結(jié)果基本上確定了個(gè)體效應(yīng)的存在，但個(gè)體效應(yīng)仍可能以隨機(jī)效應(yīng)的形式存在。下面檢驗(yàn)隨機(jī)效應(yīng)模型是否也優(yōu)于混合回歸模型，Breusch and Pagan提供了一個(gè)檢驗(yàn)個(gè)體效應(yīng)的LM檢驗(yàn)，其原假設(shè)為“H0:σ2u=0”，備擇假設(shè)為“H1: σ2u≠0”，如果拒絕原假設(shè)，則說明應(yīng)該有一個(gè)反映個(gè)體特性的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)ui，而不應(yīng)該使用混合回歸。運(yùn)行stata11檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

從表6可知，wald chi的值為176.98，相對(duì)應(yīng)的P值為0.0000，在1%的顯著水平下LM檢驗(yàn)強(qiáng)烈拒絕“不存在個(gè)體效應(yīng)”的原假設(shè)，表明在“隨機(jī)效應(yīng)”與“混合回歸”二者之間，應(yīng)該選擇“隨機(jī)效應(yīng)”。

從以上分析可知存在個(gè)體效應(yīng)，至于固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇，則要使用Hausman檢驗(yàn)進(jìn)行判斷。Hausman檢驗(yàn)的基本思想是：在固定效應(yīng)和其他解釋變量不相關(guān)的原假設(shè)下，用OLS估計(jì)的固定效應(yīng)模型和用GLS估計(jì)的隨機(jī)效應(yīng)模型的參數(shù)估計(jì)都是一致的。反之，OLS是一致的，但GLS則不是。因此，在原假設(shè)下，二者的參數(shù)估計(jì)應(yīng)該不會(huì)有系統(tǒng)差異，可以基于二者參數(shù)估計(jì)的差異構(gòu)造統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量。如果拒絕了原假設(shè)，就認(rèn)為選擇固定效應(yīng)模型是比較合適的。運(yùn)行stata11檢驗(yàn)結(jié)果得到的P值為0.5120，接受原假設(shè)，所以應(yīng)該選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

2.面板回歸模型的估計(jì)。由上文分析可知，面板回歸模型的估計(jì)選擇隨機(jī)效應(yīng)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(jìn)行加權(quán)，并運(yùn)用廣義最小二乘法（GLS）對(duì)模型（1）進(jìn)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(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)均有正向影響，而且統(tǒng)計(jì)量非常顯著（P值都為0）。從正向影響關(guān)系來看，政府規(guī)模每提升一個(gè)百分點(diǎn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)就提升0.24823個(gè)百分點(diǎn)；而城市化水平每提升一個(gè)百分點(diǎn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)提升0.21742個(gè)百分點(diǎn)。實(shí)證結(jié)果說明，相對(duì)于城市化水平，政府支出更能推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

3.誤差修正模型與短期波動(dòng)分析。面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)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(jí)三個(gè)變量間的協(xié)整關(guān)系成立，即存在長(zhǎng)期均衡。但由于時(shí)間跨度較短，不能確定其在長(zhǎng)期是否穩(wěn)定，需要進(jìn)一步通過建立短期動(dòng)態(tài)模型來反映短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡的修正機(jī)制，同時(shí)如果變量之間有協(xié)整關(guān)系，那么這些變量至少存在一個(gè)方向的Granger因果關(guān)系。因此，在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上建立誤差修正模型（ECM），利用變量系數(shù)的顯著性來檢驗(yàn)它們之間的長(zhǎng)短期因果關(guān)系。在上述研究基礎(chǔ)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(xiàng)（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(jī)誤差，式（7）表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的短期波動(dòng)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(jí)偏離均衡趨勢(shì)程度ecmi,t-1的影響。

利用全國(guó)29個(gè)省份1990-2010年的面板數(shù)據(jù)，采用E-G兩步法，對(duì)式（7）進(jìn)行估計(jì)，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(xiàng)系數(shù)在l%顯著性水平上顯著為負(fù)，這說明反向誤差修正機(jī)制成立，這進(jìn)一步在理論上驗(yàn)證了政府規(guī)模、城市化水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間存著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，政府規(guī)模、城市化水平是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的長(zhǎng)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(jí)滯后一期對(duì)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(jí)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(jí)的短期格蘭杰原因。

結(jié)論

本文采用我國(guó)1990-2010年29個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)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(jìn)行實(shí)證研究，得到如下結(jié)論：

第一，協(xié)整檢驗(yàn)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(jí)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

第二，廣義最小二乘法（GLS）檢驗(yàn)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(jí)存在正向相關(guān)關(guān)系，且在統(tǒng)計(jì)意義上非常顯著。這說明我國(guó)在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，政府規(guī)模對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)有著重要的影響，政府自身支出規(guī)模和方向的變化，對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展有一定影響作用。同時(shí)，城市化水平對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)也起到一定的推動(dòng)作用，因此，應(yīng)加快城市化進(jìn)程，努力開拓服務(wù)業(yè)的市場(chǎng)，吸納更多勞動(dòng)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(jí)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(jí)的短期格蘭杰原因。這說明政府支出不管是長(zhǎng)期還是短期，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化都有正向影響，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有顯著推動(dòng)效應(yīng)。而城市化水平對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響更主要是體現(xiàn)在長(zhǎng)期效應(yīng)上。

因此，加大政府支出規(guī)模，加快城市化進(jìn)程，是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的重要途徑。為進(jìn)一步推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，首先，政府財(cái)政支出應(yīng)采取區(qū)域差異性扶持政策，加大向經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)傾斜，推動(dòng)新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展和壯大，擴(kuò)大就業(yè)需求量；其次，以實(shí)現(xiàn)更大范圍人員就業(yè)為目標(biāo)，以自主創(chuàng)新為基礎(chǔ)，以產(chǎn)學(xué)研結(jié)合為紐帶，不斷創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)，吸納更多人員就業(yè)，加快城市化進(jìn)程，不斷推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、優(yōu)化和升級(jí)。

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