城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究
——基于全國(guó)1978—2016年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)

章曉英，吳 雄，李先文

（1.重慶理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)金融學(xué)院，重慶 400054；2.西南大學(xué)商貿(mào)學(xué)院，重慶 402460）

一、引言

改革開(kāi)放40年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)，已基本實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)發(fā)展的目標(biāo)。但目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到諸多因素影響，其中城市化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的影響非常顯著，城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著密切的內(nèi)在聯(lián)系，城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化共同作用于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)［1］，共同影響著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者就城市化進(jìn)程對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響展開(kāi)了大量研究。Black等認(rèn)為空間聚集將影響人力資本積累、城市化，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響［2］，而Duranton等認(rèn)為城市的經(jīng)濟(jì)受到城市集中度的影響［3］。郭炳南采用我國(guó)1978—2011年的數(shù)據(jù)，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)等方法，研究城市化水平、貿(mào)易自由化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果表明城市化是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化發(fā)展的作用不顯著［4］。呂凱波等以江蘇省鹽都縣為例，運(yùn)用合成控制法估計(jì)“縣改區(qū)”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，研究顯示行政區(qū)劃變革能加速鹽都縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但增長(zhǎng)績(jī)效不顯著［5］。崔忠平等運(yùn)用空間計(jì)量模型研究2005—2015年我國(guó)31個(gè)省份的城市化、技術(shù)溢出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果表明技術(shù)進(jìn)步和溢出、空間城市化率、人口城市化率都與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正相關(guān)關(guān)系［6］。肖競(jìng)、任躍文等運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型研究我國(guó)1996—2010年31個(gè)省份的城市化率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到城市化率的推動(dòng)作用顯著［7-8］。方大春等基于我國(guó)31個(gè)省份2001—2012年數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間動(dòng)態(tài)模型研究城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果顯示人口城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大的促進(jìn)作用，且驗(yàn)證了相鄰省份的城市化水平提高會(huì)對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用［9］。劉曉明等通過(guò)我國(guó)1986—2014年31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間面板杜賓模型實(shí)證研究城市化率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，結(jié)果表明城市化率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正相關(guān)關(guān)系，并且直接效應(yīng)明顯低于間接效應(yīng)，同時(shí)集聚效應(yīng)和輻射效應(yīng)將影響相鄰城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平［10］。

關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究也有很多。嚴(yán)成樑采用1978—2013年數(shù)據(jù)，估算了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)中國(guó)東中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用較大［11］。馮學(xué)良等通過(guò)空間誤差模型和空間自回歸模型，研究中國(guó)29個(gè)省份1993—2014年的數(shù)據(jù)，分析技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，研究顯示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的空間關(guān)聯(lián)性，且技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正相關(guān)關(guān)系［12］。陳生明等采用1997—2013年31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)時(shí)空脈沖響應(yīng)函數(shù)和半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型，研究我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)選擇與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的傳導(dǎo)效應(yīng)，結(jié)果顯示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、技術(shù)選擇和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在受到彼此沖擊后，大多呈現(xiàn)正向響應(yīng)特征，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)［13］。

綜述國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀發(fā)現(xiàn)，關(guān)于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城市化率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間的實(shí)證研究成果較少。因此，本文對(duì)我國(guó)城市化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，并進(jìn)一步提出對(duì)策建議。

二、模型構(gòu)建與檢驗(yàn)方法介紹

（一）模型構(gòu)建

1.變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文實(shí)證研究城市化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，因此模型的自變量為城市化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，因變量為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，所有數(shù)據(jù)均來(lái)自2017年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（1）城市化率（URB）。城市化是農(nóng)村人口轉(zhuǎn)移到城市、農(nóng)村逐漸變成城市的過(guò)程，城市化率是某個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要標(biāo)志［5］。參考已有研究，本文采用常住人口占總?cè)丝诘谋戎胤从吵鞘谢省?/p>

（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化（ISC）。在文獻(xiàn)梳理中，很多文章都是采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值作為衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的動(dòng)態(tài)指標(biāo)［14］，而沒(méi)有用三大產(chǎn)業(yè)增加值的占比作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的衡量指標(biāo)，因?yàn)樵黾又嫡急葍H僅表示某時(shí)間點(diǎn)，而不表示一個(gè)動(dòng)態(tài)過(guò)程。故用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比來(lái)代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化指標(biāo)：

其中：ISC表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，X3表示第三產(chǎn)業(yè)增加值，X2表示第二產(chǎn)業(yè)增加值。

（3）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）。國(guó)內(nèi)外學(xué)者采用GDP增長(zhǎng)率、GDP總量等作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)。但是中國(guó)是一個(gè)人口大國(guó)，如果以GDP總量或GDP增長(zhǎng)率來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，可能不夠準(zhǔn)確，因此本文采用人均GDP作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的評(píng)價(jià)指標(biāo)，同時(shí)以1978年為基期對(duì)GDP數(shù)據(jù)剔除了物價(jià)波動(dòng)的影響。

2.建立模型

本文基于VAR模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)分析。VAR模型不以嚴(yán)格的經(jīng)濟(jì)理論為依據(jù)，只需明確哪些變量是相互有關(guān)系的以及滯后階數(shù)，模型的預(yù)測(cè)較為準(zhǔn)確、方便。因此把模型設(shè)定為：

其中：i代表年份，GDP表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，ISC表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，URB表示城市化率。同時(shí)，為了減小異方差的影響，對(duì)3個(gè)變量都進(jìn)行取自然對(duì)數(shù)處理，得到模型如下：

（二）檢驗(yàn)方法介紹

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

許多時(shí)間序列都是不平穩(wěn)的，常有“偽回歸”的現(xiàn)象出現(xiàn)，所以時(shí)間序列需要做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，需要對(duì)出現(xiàn)不平穩(wěn)的變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化或者多重差分處理。序列平穩(wěn)性常用單位根檢驗(yàn)方法，本文用ADF檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證平穩(wěn)性，模型如下：

式（4）表示沒(méi)有常數(shù)，沒(méi)有時(shí)間項(xiàng)；式（5）表示有常數(shù)，無(wú)時(shí)間項(xiàng)；式（6）表示既有時(shí)間項(xiàng)，又有常數(shù)項(xiàng)。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

1987年Granger和Engle提出的協(xié)整理論和方法成為分析非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量間關(guān)系的最主要工具。當(dāng)這些經(jīng)濟(jì)變量線性組合時(shí)，有可能讓它們變成平穩(wěn)序列，而這種平穩(wěn)性的線性組合叫協(xié)整方程。協(xié)整檢驗(yàn)分為兩種：一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，即JJ檢驗(yàn)，另一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，即E-G兩步法，本文采用JJ檢驗(yàn)。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)是用來(lái)研究一個(gè)變量的當(dāng)前行為是否會(huì)受到過(guò)去行為的影響，兩個(gè)有相關(guān)關(guān)系的變量之間是否具有因果關(guān)系，是單向因果還是雙向因果。檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

4.脈沖響應(yīng)

脈沖響應(yīng)用來(lái)測(cè)定不同時(shí)期內(nèi)生變量對(duì)所有變量的沖擊效果，同時(shí)反映變量間的相關(guān)效應(yīng)。而這樣的反映效果，實(shí)質(zhì)是內(nèi)生變化對(duì)其他變量的作用，同時(shí)影響內(nèi)生變量本身的過(guò)程。

三、實(shí)證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)Ln GDP、Ln ISC、Ln URB 3個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)（表1），結(jié)果顯示，Ln GDP、Ln ISC、Ln URB對(duì)應(yīng)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)在沒(méi)有任何處理前具有不平穩(wěn)性，但通過(guò)一階差分后都有了平穩(wěn)性。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

1.確定協(xié)整滯后階數(shù)L

在進(jìn)行向量自回歸（VAR）模型估計(jì)時(shí)，最主要是確定滯后階數(shù)取值，滯后階數(shù)越大越能夠反映模型的動(dòng)態(tài)特點(diǎn)，而滯后階數(shù)增加會(huì)使自由度減少，因此選擇合適的滯后階數(shù)非常重要。本文運(yùn)用FPE、SC、LR、AIC、HQ 5個(gè)指標(biāo)來(lái)確定最佳滯后階數(shù)為2，結(jié)果如表2所示。

表1 各變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表2 最佳滯后期檢驗(yàn)結(jié)果

2.協(xié)整向量個(gè)數(shù)r的檢驗(yàn)

Granger和Engle提出的“協(xié)整理論”解決了非平穩(wěn)序列建模問(wèn)題，他們認(rèn)為，如果兩個(gè)非平穩(wěn)序列變量是同階單整，同時(shí)兩個(gè)非平穩(wěn)序列變量的線性組合是零階單整，則這兩個(gè)變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。前面的平穩(wěn)性檢驗(yàn)已經(jīng)看出3個(gè)變量Ln GDP、Ln ISC、Ln URB是一階單整的，存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，現(xiàn)在需要確定協(xié)整向量個(gè)數(shù)r。

由表3中特征值、跡統(tǒng)計(jì)量可以看出，跡統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著水平下拒絕沒(méi)有協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，表明ln GDP、ln ISC、ln URB之間存在協(xié)整關(guān)系。

表3 多變量Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.協(xié)整方程

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和城市化率3個(gè)變量的協(xié)整方程為（括號(hào)內(nèi)的數(shù)字是t統(tǒng)計(jì)量值）：

從式（8）可知，長(zhǎng)期來(lái)看，城市化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響都呈正相關(guān)關(guān)系，且城市化率

對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響大于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

（三）誤差修正模型和檢驗(yàn)

協(xié)整分析與Johansen檢驗(yàn)的結(jié)果一致，選取L＝2。表4顯示的是VECM的參數(shù)估計(jì)結(jié)果（括號(hào)內(nèi)的數(shù)字是t統(tǒng)計(jì)量值）。

從誤差修正模型看出，在做格蘭杰因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)前，需進(jìn)行檢驗(yàn)。從圖1和表5的穩(wěn)定性檢驗(yàn)可知，在單位圓上有兩個(gè)根，其他值都在圓內(nèi)，所以滿足誤差修正模型的穩(wěn)定性條件。從LM（拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)）自相關(guān)檢驗(yàn)看出，當(dāng)LM1為9．787時(shí)，P值為0.368，而當(dāng) LM2為9．124時(shí)，P值為0．426，因此不存在自相關(guān)。從White異方差檢驗(yàn)看出，當(dāng) χ2值為 90．664時(shí)，P值為0.290，即不存在異方差。聯(lián)合正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，當(dāng)J-B值為3．354時(shí)，P值為0．763，符合正態(tài)分布。

所以，誤差修正模型較為穩(wěn)定，從誤差修正得出Granger因果關(guān)系和脈沖響應(yīng)是可靠的。從表4可知，D（ln GDP）誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.005，符合誤差修正的調(diào)整方向。

圖1 VAR（2）的單位圓檢驗(yàn)

表4 誤差修正模型估計(jì)結(jié)果

表5 誤差修正的穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)表明3個(gè)變量之間有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但不能判斷它們之間是否有因果關(guān)系，而分析中往往需要知道它們間的因果關(guān)系，方便做下一步的實(shí)證分析。為此，在上述協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、城市化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，判斷這3個(gè)變量之間的因果關(guān)系，結(jié)果如表6所示。

表6 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

由表6可以看出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城市化率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和城市化率的檢驗(yàn)也拒絕原假設(shè)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城市化率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有雙向Granger因果關(guān)系。城市化率對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，表明城市化率是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的單向Granger原因，即城市化率的提高將影響到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整并帶來(lái)資本、設(shè)備、技術(shù)的不斷升級(jí)。

（四）脈沖響應(yīng)分析

圖2是基于VECM模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，縱軸表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城市化率沖擊的響應(yīng)程度，橫軸表示滯后期數(shù)。脈沖響應(yīng)圖用來(lái)分析隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)沖擊對(duì)變量的影響。

根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到城市化率的正向沖擊后，表現(xiàn)為正，且城市化率的增加將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的增加，在滯后第2期時(shí)到達(dá)沖擊效應(yīng)的最高值，而后下滑直至平穩(wěn)，因此從長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)，城市化率的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。同時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沖擊后，長(zhǎng)期為正的沖擊效應(yīng)，但短期為負(fù)的沖擊效應(yīng)。在滯后期1～3年，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的沖擊，且沖擊效應(yīng)為負(fù)，但三期后沖擊效應(yīng)逐漸從負(fù)效應(yīng)變成正效應(yīng)，直至平穩(wěn)。

綜合來(lái)看，這里的結(jié)論與前面的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果是一致的，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和城市化率都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的促進(jìn)作用。這里產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的短暫負(fù)影響也是符合實(shí)際的，主要原因是，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)帶來(lái)了技術(shù)創(chuàng)新、機(jī)械設(shè)備的更新?lián)Q代等，而這些產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)無(wú)法在短時(shí)間內(nèi)完成，所以將會(huì)在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)的影響，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的完成，將會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的促進(jìn)作用。

圖2 ln GDP受到ln ISC、ln URB沖擊的脈沖響應(yīng)曲線

四、結(jié)論與對(duì)策建議

（一）結(jié)論

本文運(yùn)用1978—2016年的年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和城市化率作為研究對(duì)象，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城市化率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期均衡方程。運(yùn)用ADF、協(xié)整檢驗(yàn)、Granger檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)，研究三者之間的關(guān)系。從上述實(shí)證分析得出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城市化率能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也能促進(jìn)城市化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化。

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化與城市化率都在不同程度上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但兩者作用有差異，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化影響小于城市化水平，說(shuō)明在我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)較慢，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)資本、技術(shù)、人員的要求較高。因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，城市化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都呈現(xiàn)雙向因果關(guān)系，城市化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化共同促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也能夠促進(jìn)城市化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，而城市化率是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的單向Granger原因，城市化率能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化。從脈沖響應(yīng)函數(shù)圖來(lái)看，城市化率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期是正向積極作用，所以在提高城市化水平的同時(shí)，也要考慮過(guò)度城市化帶來(lái)的負(fù)面影響。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化短期會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)效應(yīng)，但長(zhǎng)期來(lái)看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極作用，開(kāi)始增長(zhǎng)速度較快，后面增長(zhǎng)速度較平緩。其原因可能是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在調(diào)整時(shí)，會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有抑制作用，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整完成后，能夠大幅度促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，處理好經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化和城市化率之間的關(guān)系，更能夠?qū)崿F(xiàn)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展。

（二）建議

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者間是相互影響的，在未來(lái)發(fā)展中一定要重視三者之間的關(guān)系。目前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)處于轉(zhuǎn)型期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整較慢，城市化水平的質(zhì)量和層次較低，城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用還不強(qiáng)，對(duì)此提出以下建議：

（1）需要加快城市化進(jìn)程的速度。中國(guó)是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)，從戶口上來(lái)看，我國(guó)依然有大部分的人是農(nóng)村戶口，為減少農(nóng)村人口的比例，除了降低農(nóng)業(yè)對(duì)人口的依賴，讓農(nóng)村人口轉(zhuǎn)移到城市外，還可以通過(guò)大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)吸引農(nóng)村人口進(jìn)入城市，大量人口涌進(jìn)城市帶來(lái)了城市化發(fā)展、技術(shù)進(jìn)步，從而帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但由于戶籍制度的影響導(dǎo)致那些從農(nóng)村進(jìn)入城市的人口無(wú)法真正留在城市，影響城市化的進(jìn)程。對(duì)此，需要加強(qiáng)戶籍改革，以及土地、房地產(chǎn)等領(lǐng)域的改革，加強(qiáng)科技成果的轉(zhuǎn)化率，進(jìn)一步提升城市化率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

（2）加快發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。要想解決第二產(chǎn)業(yè)對(duì)就業(yè)帶來(lái)的不利影響，就需要大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，當(dāng)前我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)對(duì)就業(yè)的拉動(dòng)已超過(guò)40%，且這比重還在不斷增加。從發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)驗(yàn)看，我國(guó)的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展?jié)摿艽螅瑢?duì)城市化率和就業(yè)率的影響較大。同時(shí)因?yàn)榈谌a(chǎn)業(yè)主要以服務(wù)性產(chǎn)業(yè)為主，具有低資源消耗、綠色環(huán)保的特點(diǎn)，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)不僅對(duì)社會(huì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展有促進(jìn)作用，而且對(duì)城市化率有較強(qiáng)的推動(dòng)作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主動(dòng)力，需要逐步完善區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間布局，整合自然資源，提高資源利用率，形成新的增長(zhǎng)極和發(fā)展機(jī)遇。

（3）無(wú)論是城市化率的提高還是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，最后都是為社會(huì)發(fā)展服務(wù)，在過(guò)去我國(guó)特別強(qiáng)調(diào)城市化率的大小，而忽略了過(guò)度城市化帶來(lái)的不良影響。所以不能因?yàn)樽非蟪鞘谢识豢紤]社會(huì)和諧發(fā)展的重要性，需要把握好經(jīng)濟(jì)發(fā)展的客觀規(guī)律，正確看待結(jié)構(gòu)與速度之間的關(guān)系，只有這樣才能促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)更加快速、平穩(wěn)、持續(xù)的發(fā)展。