城市化、产业结构调整与区域内发展不平衡的修正yjsb.nau.edu.cn/_upload/article/files/e5/b2/58855a884c55bcdd5ad66… ·...

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2019 年第 1 期

城市化、产业结构调整与区域内发展不平衡的修正

姚佳 1

（南京审计大学经济学院 , 江苏南京 211815）

摘要：如何修正区域内发展不平衡是新时代中国特色社会主义建设需要考虑的重要

问题。本文采用人口加权变异系数测算区域内发展不平衡程度，基于 2000—2015 年我国 28

个省区市（不包括京津沪）的面板数据研究了城市化、产业结构调整与区域内不平衡的关

系。研究发现：（1）整体上，城市化水平提升缓解了区域内不平衡；（2）产业结构合理

化和高级化均有利于缩小区域内不平衡；（3）沿海地区较高的城市化水平和较为发达的服

务业比内陆地区更能修正所在区域的内部不平衡程度。据此，本文提出了相关政策建议。

关键词：城市化产业结构调整区域内不平衡加权变异系数空间分解

一、引言

改革开放以来，中国经济取得了突飞猛进的发展，城市化不断推进，产业结构也在不断优化

升级，经济结构发生了巨大变迁带来的国民经济增长却是不平衡的，经济发展的成果未能在地区

间实现均匀分配，经济的二元结构特征以及地区间和区域内经济增长的不平衡性日益凸显。习近

平总书记在十九大报告中指出：“中国特色社会主义进入新时代，我国社会主要矛盾已经转化为

人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。”我国发展的不平衡不仅体现

在经济与社会发展的不平衡以及经济发展与资源环境的不平衡，也体现在区域、城乡之间发展的

不平衡。一国发展不平衡问题如果持续存在且得不到解决，势必会影响资源的有效配置以及经济

的持续健康发展，也会对社会秩序产生不利影响。

近年来，区域发展不平衡问题得到了普遍关注，大多数学者将关注的重点放在区域间或者城

乡不平衡的测算及其空间和产业分解，较少文献研究省内的区域不平衡情况，省内发展不平衡较

为显著的地区主要集中在新疆、青海、江苏等省区。李善同（2009）研究认为我国是一个地域广阔、

人口众多的发展中大国，各省份的面积和人口规模都很大，不仅各省份之间的自然资源、要素禀

赋以及社会经济条件等存在着差距，同一省份内部也存在着显著的发展不平衡情况，只考虑省际

间的地区差距问题，不能全面准确地反映中国地区差距的情况。

鉴于此，文章基于人口加权变异系数的空间分解，利用各省份县级单元数据测算各省之间以

及省内不平衡程度，进一步划分为全国以及东、中、西三个地区进行比较。为进一步分析影响省

1　姚佳（1995-），女，汉族，江苏靖江人，南京审计大学经济学院硕士生，研究方向：产业经济。基金项目：江苏省社会科学基金重大项目 “ 江苏解决发展不平衡不充分问题的对策研究 ”（17ZD006）；江苏省研究生科研实践创新计划项目 “ 城市化、产业结构升级与区域内不平衡修正：理论与实证研究 ”（KYCX18_1707）。

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内不平衡程度的因素，文章将构建计量模型并重点关注城市化、产业结构调整对省内不平衡程度

的影响，以期为相关机构制定缓和省内经济发展不平衡的政策提供思路。

二、文献综述

许多学者利用不同方法从不同角度深入分析了发展不平衡的问题 , 一般可以分为空间视角和

产业视角。从空间视角出发，目前的空间划分方式大致分为二种，第一种是按照区域划分，王小

鲁和樊纲（2004）按照东、中、西三大区域进行划分，考察了包括人力资本、制度变革和结构变

动等要素对地区经济差距的影响，认为东部地区长期享受外资优惠且具有较高的生产效率，西部

地区城市化程度较低且与东部地区人力资本存量的差距使得东部地区和部分中部地区的经济发展

水平高于西部地区。贺灿飞和梁进社（2004）运用可多层次分解的 Theil 系数对 1952 年至 2002 年

中国区域经济地带间、地带内、省际和省内差异进行测算，发现空间尺度越小其经济差异越显著，

即以地区为单位的区域发展差异大于地带间差异和省际差异，而省际差异又大于地带间的差异。

俞路，蒋元涛（2007）将全国与东部沿海三大都市圈进进行对比，发现就全国而言，区域经济发

展差距在持续扩大，三大都市圈内部存在趋同效应导致其发展不平衡程度有所缓解。范剑勇、谢

强强（2010）在证实本地效应存在的基础上指出产业集聚不会导致区域差距进一步扩大，通过解

决劳动力跨区域流动产生的劳动力市场扭曲，沿海地区产业集聚和区域经济协调发展并不相斥。

覃成林等（2011）基于人口加权变异系数的二重分解，指出中国区域发展不平衡主要体现在四大

区域间发展不平衡，而非是四大区域内发展不平衡。高帆（2012）对泰尔指数进行“空间”和“动力”

的双重分解，分解为资本产出比、资本劳动比和劳动参与率，并强调资本产出比对区域协调发展

的重要性，认为区域发展策略应该立足于东、中、西三大区域。第二种划分方式是按照城乡进行

划分，较多实证研究表明，中国收入差距很大程度上体现为城乡收入差距，且 20 世纪 90 年代以

来城乡差距不断扩大。陆铭和陈钊（2004）研究认为我国的城市化进程和城市化倾向的经济政策

对统计上的城乡收入差距有正反两方面的作用，并通过 1987—2001 年省级面板数据进行实证得出

城市化有助于缩小城乡收入差距的结论。田新民等（2009）建立了劳动剩余型发展中国家的二元

经济理论模型，并通过实证解释了发展中国家工业化过程中城乡收入差距呈现波动性变动的原因。

穆怀中和吴鹏（2016）利用时间序列实证得出城镇化水平与城乡收入差距以及产业结构与城乡收

入差距均存在“倒 U 型”的关系。范兆媛和黄犚（2018）构建了新型城镇化综合指标，利用空间

杜宾模型对城乡收入差距进行研究，指出新型城镇化对城乡收入差距具有负的空间溢出效应，人

口城镇化对城乡收入差距则具有负的直接效应。

基于产业视角，改革开放以来我国第二产业和第三产业是影响地区经济发展差距的主要原因

（范剑勇，朱国林，2002）。造成我国省际间的经济发展水平差距的主要原因在于，优先发展重

工业的赶超战略下导致各省区生产要素结构与其自身的要素禀赋结构存在不同程度的不匹配（林

毅夫，刘明兴，2003）。干春晖和郑若谷（2010）通过构造泰尔指数研究区域经济发展不平衡问题，

从产业内差距和产业间差距出发，研究发现第二产业内差距和第三产业内差距是地区经济发展不

平衡的主要因素。陈长石等（2015）借鉴中心—外围模型的思想，利用加权变异系数测算了各省

区域间以及区域内的不平衡系数并进行产业分解，研究发现农业对省际不平衡程度影响最大，其

次是建筑业。

除了对地区发展不平衡进行空间分解和产业分解外，一些学者试图从其他角度研究影响地区

姚佳：城市化、产业结构调整与区域内发展不平衡的修正

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2019 年第 1 期

经济发展不平衡的因素。陈长石和刘晨晖（2015）研究认为金融市场化对区域经济发展差距会产

生影响，且对中心地区和外围地区发展不平衡的影响是异质的，金融市场化加剧了东部地区发展

不平衡，但是对中西部地区发展不平衡具有缓和作用。沈坤荣（2001）研究认为外商直接投资在

区域间的不平衡分布进一步加剧了地区间经济的不平衡发展。周喆（2012）构建了地区经济发展

不平衡的理论框架，通过实证发现人均 GDP、对外开放程度、第三产业增加值等社会经济因素会

进一步加剧区域间发展不平衡，教育水平的提升则有助于缓解地区间经济发展不平衡程度。

综上可知，目前大多数学者采用的空间划分方式仅强调单一属性方面的差异，划分方式的口

径过大且大多集中在地带间以及省区间的差距，采用的方法主要是地区不平衡指标的测度及其空

间和产业分解，但这些描述性指标不能很好的分析影响地区发展不平衡的关键因素，对于城市化、

产业结构调整如何影响省内经济发展不平衡也缺乏系统的分析。因此，文章首先基于人口加权变

异系数的第一重空间分解测度各省区内发展不平衡的情况并进行描述，其次将实证检验城市化、

产业结构调整等因素对各省区内发展不平衡的影响，为制定缓和区域内发展不平衡的政策提供思

路。

三、地区发展不平衡程度的测度及空间分解

（一）地区发展不平衡程度的测度

测度区域经济发展差距并进行分解的方法主要有基尼系数分解法、泰尔指数分解法和加权变

异系数分解法等，总体思路是计算所有区域经济水平的平均值作为标准，然后衡量各个地区与作

为标准的平均值的偏差。本文将借鉴 Akita and Miyata（2010）提出的人口加权变异系数 2 的分解方法，

以各省区作为研究对象，采用各省区的县级单元数据计算区域总的不平衡程度并对其进行第一重

空间分解，将其进一步分解为区域内不平衡以及区域间不平衡。具体来说，首先划分为全国以及东、

中、西三大区域，以各区域所包含的省区市为研究对象，各区域总的不平衡程度等于该区域所包

含的各省区市内部不平衡程度之和加上该区域所包含的各省区市之间的不平衡程度。

假设 k 区域有 m 个省区，且 i 省区包含了 hi 个地级市，̄ y ij 表示 i 省区 j 地级市的人均 GDP，̄ yi

表示 i 省区的人均 GDP，̄ yk 表示 k 区域的人均 GDP，Ni 表示 i 省区的总人口，Nij 表示 i 省区 j 地级

市的人口数，Nk 表示 k 区域的人口总数，则 k 区域总的发展不平衡程度可以用下式表示：

借鉴 Foster 和 Shneyerov 关于广义熵指数的研究，式 (1) 可以进一步将 k 区域总的发展不

平衡程度分解为 k 区域内不平衡程度和区域间不平衡程度，其中 CVW 表示 k 区域各省区市内不平

衡程度之和，CVB 表示 k 区域 m 个省区市之间的不平衡程度。

2　采用未经加权的变异系数衡量区域不平衡程度会忽略各区域人口规模对人均 GDP 的影响，这会造成人口规模相对较小 ( 大 ) 的地区区域不平衡程度的高估 ( 低估 )。

Miyata（2010）提出的人口加权变异系数①的分解方法，以各省区作为研究对象，

采用各省区的县级单元数据计算区域总的不平衡程度并对其进行第一重空间分

解，将其进一步分解为区域内不平衡以及区域间不平衡。具体来说，首先划分为

全国以及东、中、西三大区域，以各区域所包含的省区市为研究对象，各区域总

的不平衡程度等于该区域所包含的各省区市内部不平衡程度之和加上该区域所

包含的各省区市之间的不平衡程度。

假设 k 区域有 m 个省区，且 i 省区包含了 hi 个地级市，yij 表示 i 省区 j 地

级市的人均 GDP，yi 表示 i 省区的人均 GDP，yk表示 k 区域的人均 GDP，Ni

表示 i 省区的总人口，Nij 表示 i 省区 j 地级市的人口数，Nk表示 k 区域的人口总

数，则 k 区域总的发展不平衡程度可以用下式表示：

2

1 12

2 )(1)( kij

m

i

h

j

ij

kk yy

NN

yyCV

i

（式 3.1）

借鉴 Foster 和 Shneyerov 关于广义熵指数的研究，式(1)可以进一步将 k 区

域总的发展不平衡程度分解为 k 区域内不平衡程度和区域间不平衡程度，其中

CVW表示 k 区域各省区市内不平衡程度之和，CVB表示 k 区域 m 个省区市之间

的不平衡程度。

（式 3.2）

（式 3.3）

（式 3.4）

上式中，CV(yi)2 表示 i 省区市内部的不平衡程度，CVW则是由 k 区域所包

含的各省区市内部不平衡程度加总的该区域内不平衡。CV(yk)2、CVW、CVB 的

数值越大，表示不平衡程度越严重。

3.2 数据和空间分解结果

本文利用 2000—2015年中国各省区市县级的人口数以及GDP数据来测算这

段时间中国区域不平衡程度的时间和空间演变，所使用的数据来自《新中国六十

① 采用未经加权的变异系数衡量区域不平衡程度会忽略各区域人口规模对人均 GDP 的影响，这会造成人

口规模相对较小(大)的地区区域不平衡程度的高估(低估)。

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1

2 )()())(()( kik

im

i kBwk yCVyCV

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2

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m

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（1）

（2）

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（式 3.1）





（式 3.2）

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上式中，CV(yi)2 表示 i 省区市内部的不平衡程度，CVW 则是由 k 区域所包含的各省区市内部

不平衡程度加总的该区域内不平衡。CV(yk)2、CVW、CVB 的数值越大，表示不平衡程度越严重。

（二）数据和空间分解结果

本文利用 2000—2015 年中国各省区市县级的人口数以及 GDP 数据来测算这段时间中国区域

不平衡程度的时间和空间演变，所使用的数据来自《新中国六十年统计资料汇编》《中国县域统

计年鉴》《中国统计年鉴》、中经网数据库以及 EPS 数据库。由于京津沪三大直辖市的数据和其

他省区市的数据不存在一定程度的可比性，因此以剔除京津沪后各省区市的数据为研究对象。进

一步将全国划分为东、中、西三大区域 3 测算三大区域内部不平衡程度以及三大区域内各省区市之

间的不平衡程度，重点关注各区域内部不平衡程度以及各区域内各省区市之间的不平衡程度对地

区总体不平衡程度的影响。

图 1 描述了 2000—2015 年中国区域经济发展不平衡程度的变动情况，CV 表示总体的不平衡

程度，CVW 表示各省区市内部不平衡程度的加总即总体的区域内不平衡，CVB 代表各省区市之间

的不平衡程度。可以看到，就全国层面而言，区域总体不平衡程度与区域内不平衡程度以及各省

区市之间的不平衡程度的总体变动趋势是较为一致的，在 2012 年后三者的不平衡程度都处于缓慢

下降趋势。总体上看，区域内不平衡程度对总体不平衡程度的贡献要大于各省区市间的不平衡程度，

因此，可以初步认为各省区市内部不平衡构成了区域总体不平衡的主要部分。

由图 2、图 3 和图 4 可以看到，划分为东、中、西三大区域后，无论在东部、中部还是西部地区，

各个区域内的不平衡程度都要大于各区域所包含的各省区市之间的不平衡程度，这进一步证实了

各省区市内部的不平衡构成了区域总体不平衡的主要部分。其次，由于区域整体不平衡程度等于

该区域所包含的各省区市内部不平衡之和加上该区域各省区市之间不平衡程度，而各省区市之间

3　剔除京津沪后，东部地区包括天津、河北、辽宁、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。


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2019 年第 1 期

的不平衡程度对总体不平

衡的贡献较小，因此三大

区域的整体不平衡程度与

区域内不平衡程度的数值

大小较为接近且变动趋势

仍是大致相同的。

中国加入 WTO 后，

参与全球分工合作的程度

不断加深，进一步融入了

世界经济体系。但在广泛

参与国际分工、享受全球

化带来经济迅速发展的优

势时，地区经济发展差距

也在不断扩大。21 世纪

以来，我国逐渐对区域发

展战略进行调整，随着我

国东部地区率先发展、中

部地区崛起以及西部大开

发战略的兴起，三大区域

2004 年后人口加权变异

系数较之前均有一定幅度

的攀升，这也说明了在解

决三大区域之间发展不平

衡的同时，三大区域内部

未能同时实现全面发展，

受益地区主要集中在一些

“增长极”上，“极化效

应”大于“涓滴效应”，

三大区域各自的不平衡程

度并未下降。2012 年后，

三大区域各自经济发展差异呈现出缩小的趋势，区域经济开始相对均衡发展。具体来看，东部地

区总体不平衡程度从 2000 年至 2008 年一直处于上升的趋势，加权变异系数从 2000 年的 0.5 左右

增加至 0.9 左右，2008 年后缓慢下降，2012 年后三者呈现出一定的波动趋势。中部地区 2000 年

至 2012 年总体的不平衡程度也一直处于上升趋势，区域不平衡总的加权变异系数从 2000 年的 0.2

左右增加到 2012 年的 0.65 左右，平均增长幅度为 65%，2012 年以后三者都呈现出较大幅度的下

降，2013 年后三者的下降趋势都较为平缓。西部地区各省区之间的不平衡程度较低，对总体不平

衡程度的贡献率始终在 1% 左右。西部地区总体不平衡程度和区域内不平衡程度在经历了 2009 年

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至 2010 年较大幅度的上涨后，两者都处于下降趋势。可以看到，2012 年后无论是全国范围还是东、

中、西部地区，加权变异系数均有所下降，区域发展不平衡程度得到缓解。进一步对比东、中、

西部地区不平衡程度水平后，可以发现，东部和西部总体不平衡程度和区域内不平衡程度的初始

水平较为接近且远大于中部地区总体和区域内不平衡的初始水平。中部地区总体不平衡程度和区

域内不平衡程度经历 2000 年以后较大幅度的上升，但就其平均水平来看仍然低于东部地区和西部

地区。因此，就三大区域发展差距的演变过程来看，经济水平较高的东部地区和经济水平较低的

西部地区总体的发展不平衡程度大于经济水平处于中间水平的中部地区，东部和西部地区各省区

内的不平衡程度也显著高于中部地区各省区的内部差异。

图 5 进一步描述了 28 个省区市内部不平衡程度的均值，可以看到大多数省区市 2000—2015

年加权变异系数的均值都小于 0.4。青海的省内不平衡程度均值最高，其次是新疆和江苏，其省

内不平衡程度的加权变异系数均值都超过了 0.8。这也进一步验证了东部和西部地区各省区市内

的不平衡程度要高于中部地区各省区市的内部差异。Fan Shenggen et al.（2011）认为政府给与不

同地区不同优惠政策会在一定程度上造成经济发展差距。东部沿海省区市因其区位优势享有较多

的优惠政策，在拥有较多的优势资源的基础上很容易和没有享受到政策优势的区域形成差距，这

在一定程度上扩大了这些省区市内部政策区域和非政策区域的发展差距。对于西部地区一些经济

发展较为落后的省市，其经济发展的重心往往集中在省会城市，如成都、拉萨、西安、兰州、西

宁和银川对其省份 GDP 的贡献率都超过 30%，其中，2017 年银川对宁夏 GDP 的贡献率更是达到

52.2%，这也会在一定程度上造成了省内发展的不平衡。

四、理论分析与假说

（一）城市化水平与区域内不平衡

城市是经济集聚发展而形成的，新贸易理论认为城市的发展和工业经济的集聚会对贸易的分

配效应产生影响，进而对地区发展差距产生影响。曾剑云等（2007）运用非平衡综列数据分析方

法对我国 1990—2003 年间城市化对地区收入差距的影响进行分析，研究认为城市化水平的提高可

以缓解地区发展不平衡程度。另一些持相反意见的一些学者认为当城市化水平提高时，地区发展

不平衡程度会进一步加剧（孙文远 , 杨琴 , 许鹏，2018）。作为影响区域发展不平衡的要素之一，

在城市化早期发展阶段，整个区域的经济发展水平较低，区域内发展不平衡程度很小。随着城市

化的推进 , 其对经济增长具有显著的推动作用（王金营，2003）。中心城市凭借一系列资源优势

迅速成为“增长极”，城市极化效应进一步促进经济资源向中心地区集中形成经济集聚，这也包


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2019 年第 1 期

括不同地区城市化水平不同所产生的要素单方面的集中（张丽君，2011）。由于资源流动的不均

衡会造成中心地区和外围地区经济发展差距的进一步扩大。当城市化水平发展到后期较高级阶段

时，城市的范围在不断扩大逐渐产生城市群 , 可以对周围地区产生更大的扩散效应。Perroux（1983）

的“增长极”理论认为，“增长极”会通过其“推动效应”以及产业间的“连锁效应”来带动周

边地区的全面发展。由于边际收益递减规律的存在，中心地区的资本积累和收益会随着时间下降，

但其人力、物质等成本却居高不下，中心地区经济发展效益的增速因此会放缓。一些原本在中心

地区的企业可能为寻求低成本的优势而向外围地区扩散，因此，会出现资本、劳动力等一系列资

源向外围地区流动的情况。外围地区得益于中心地区知识技术等的溢出效应以及自身的“干中学”

效应等，经济得到发展并缩小与中心地区的发展差距。关于城市化水平与省内发展不平衡的关系，

提出如下假说 1。

假说 1：城市化水平会对区域内不平衡程度产生影响，城市化水平的提升有利于缓解省内发

展不平衡程度。

（二）产业结构调整与区域内发展差距

地区发展不平衡在很大程度上伴随着经济增长而加剧。经济增长本身和影响经济增长的相关

因素会对区域内部不平衡造成影响，产业结构与经济增长之间具有显著的相关关系，产业结构情

况可以体现市场化程度，在一定程度上也能体现经济发展的阶段和水平，产业结构的逐渐演变过

程其实也是一个地区经济不断发展的过程。产业结构变化以及产业效率的提高是影响地区经济增

长的重要因素，进而对地区经济差距也产生影响（王智勇，2013）。严成樑（2016）在考察产业

结构变迁对经济增长影响的基础上，在扩展 MRW 框架中引入产业结构变迁来研究其对地区发展

差距的贡献度，发现产业结构变迁是我国区域发展差距的主要原因。在给定资本水平、人口规模

以及技术水平条件下，不同产业结构导致规模经济、分工协作程度各不相同，对各地区经济增长

也产生不同影响，进一步导致了区域发展差距。

从规模经济的角度出发，现代服务业具有的高度规模经济特征是导致经济集聚和地区发展不

平衡的主要因素（冯俊新，2018）。改革开放以来，尤其是加入“WTO”后，凭借计划经济时期

积累的产业基础和劳动力优势，在外资大量涌入的情况下，我国制造业迅速发展。以制造业为代

表的第二产业本身具有一定的规模经济特征，通过上下游产业链的联系以及大规模生产对固定成

本的摊销等，会造成一定程度的产业集聚。当制造业成为主导产业时，政府往往采用增长极理论

优先将资源集中优势地区进行生产，进而加剧了地区发展不平衡 4。随着经济的发展，人民的需求

结构也发生转变，我国经济结构开始从制造业转向一般服务业 5。一般服务也的投入与产出成正比，

具有“规模报酬不变”的特征，且一般服务业在同一地区的集中往往会因为竞争过度造成产业效

率低下。因此，区别于制造业，一般服务业不会产生区域集聚现象，对于地区发展不平衡会有缓

和作用。我国制造业占 GDP 比重已经在 2006 年达到顶点，在当前及未来一段时间，中国一般服

务业占比不断增加，我国的经济结构已经由制造业转向服务业。因此，就产业结构调整对区域内

发展差距的影响，提出如下假说 2。

假说 2：在我国目前人民需求从实物转向服务，经济结构由制造业转向一般服务业的情况下，

产业结构调整将有利于缓解区域内发展不平衡。

4　克鲁格曼等人将增长极理论中包含的规模经济效应和经济增长相联系，使之更为规范化；当制造业成为主导产业时，不少经济学家主张采用增长极的理论。5　一般服务业主要包括餐饮住宿、批发零售、仓储运输、旅游酒店、中介咨询、法律服务等行业。

28

五、研究设计

（一）指标选取

1. 被解释变量

本文的被解释变量为基于人口加权变异系数计算的各省区市内不平衡程度（CV）。具体计算

方式上文进行不平衡程度测度时已给出。

2. 解释变量

城市化水平（urb)。城市化主要涉及产业结构、人口职业以及城市地域空间三个层面的转变。

为简化，本文采用城镇人口与总人口比率来反映出城市化的水平。

产业结构调整。产业结构调整一般涉及两个方面，即产业结构的高级化 6(TS) 和产业结构的合

理化 (E)。

产业结构高级化主要指产业结构由劳动密集型的低级结构向以知识、技术密集型产业为主的

高级结构进行升级和调整的趋势。传统度量方法主要参考配第克拉克定律，采用非农业产值比重

来度量产业结构高级化。在过去的十多年里，中国经济已经开始由制造业向服务业转型。在“经

济服务化”过程中，第三产业增长率要快于第二产业增长率（吴敬琏，2008）。因此，本文采用

第三产业产值与第二产业产值之比来度量产业结构高级化，这一指标可以很好地反应经济服务化

程度，TS 值处于上升趋势，意味着产业结构在不断升级。

产业结构合理化主要是产业与产业之间的协调能力和相互关联程度以及资源有效利用程度的

反映，进一步可以衡量要素投入与产出结构的耦合程度。鉴于此，不少学者采用结构偏离度 7 对产

业结构合理化进行衡量，公式为：

上式中，E 表示结构偏离度，Y 表示产值，L 表示就业，i 表示产业，n 表示产业部门数。当

经济处于均衡状态时，各产业部门的生产率相同，此时 ,Yi/Y=Li/L 从而 E=0。因此，E 的值越大，

偏离程度越大，产业结构越不合理。

3. 控制变量

教育水平（edu），采用平均受教育年限 8 核算；经济发展水平（lnpgdp)，以 2000 年为基期进

行平减后的人均 GDP 对数值表示；人口自然增长率（growth)，直接选自统计年鉴中数据；金融发

展水平（lnloan)，采用金融结构年末贷款余额的对数值表示；财政支出水平（fiscal），采用财政

支出与 GDP 的比值表示。

（二）模型设定

本文以各省区内不平衡程度作为被解释变量，城市化水平和产业结构调整作为解释变量，研

究城市化水平和产业结构调整对各省区内不平衡程度的影响。根据上文的理论分析，构建如下的

回归模型：

6　产业结构高级化应当是产业结构从较低级形式向较高级形式的演变过程，一般是由劳动密集向资本密集、技术密集进而知识密集转变的过程，传统度量指标集中于前三个阶段，这里 TS 值衡量的主要是最后一个阶段。7　由于数据限制，本文计算的结构偏离度采用的是全国及各地区三次产业的数据。8　具体计算公式为：劳动力平均受教育年限 = 文盲、半文盲就业人口比重 ×1.5+ 接受小学教育的就业人口比重×7.5+ 接受初中教育的就业人口比重 ×10.5+ 接受高中教育的人口比重 ×13.5+ 接受大专及以上就业人口比重 ×17。

拉克定律，采用非农业产值比重来度量产业结构高级化。在过去的十多年里，中

国经济已经开始由制造业向服务业转型。在“经济服务化”过程中，第三产业增

长率要快于第二产业增长率（吴敬琏，2008）。因此，本文采用第三产业产值与

第二产业产值之比来度量产业结构高级化，这一指标可以很好地反应经济服务化


产业结构合理化主要是产业与产业之间的协调能力和相互关联程度以及资

源有效利用程度的反映，进一步可以衡量要素投入与产出结构的耦合程度。鉴

于此，不少学者采用结构偏离度①对产业结构合理化进行衡量，公式为：

(式 5.1)

上式中，E 表示结构偏离度，Y 表示产值，L 表示就业，i 表示产业，n 表示

产业部门数。当经济处于均衡状态时，各产业部门的生产率相同，此时,Yi/Y=Li/L

从而 E=0。因此，E 的值越大，偏离程度越大，产业结构越不合理。

5.1.3 控制变量

教育水平（edu），采用平均受教育年限②核算；经济发展水平（lnpgdp)，以

2000 年为基期进行平减后的人均 GDP 对数值表示；人口自然增长率（growth)，

直接选自统计年鉴中数据；金融发展水平（lnloan)，采用金融结构年末贷款余额

的对数值表示；财政支出水平（fiscal），采用财政支出与 GDP 的比值表示。

5.2 模型设定

本文以各省区内不平衡程度作为被解释变量，城市化水平和产业结构调整作

为解释变量，研究城市化水平和产业结构调整对各省区内不平衡程度的影响。根

据上文的理论分析，构建如下的回归模型：

（式 5.2）

上式中，cvi,t表示 i 省份 t 年度的区域内不平衡程度，urbi,t表示 i 省份 t 年度

的城市化水平，ei,t表示 i 省份 t 年度的产业结构合理化情况，tsi,t表示 i 省份 t 年

度的产业结构高级化情况，Xi,t代表影响各省区内不平衡程度的其他控制变量。

① 由于数据限制，本文计算的结构偏离度采用的是全国及各地区三次产业的数据。 ② 具体计算公式为：劳动力平均受教育年限=文盲、半文盲就业人口比重×1.5+接受小学教育的就业人口

比重×7.5+接受初中教育的就业人口比重×10.5+接受高中教育的人口比重×13.5+接受大专及以上就业人

口比重×17。

n

i i

i

LLYY

11E

titititititi Xtseurbcv ,,4,3,2,10, （6）

拉克定律，采用非农业产值比重来度量产业结构高级化。在过去的十多年里，中

国经济已经开始由制造业向服务业转型。在“经济服务化”过程中，第三产业增

长率要快于第二产业增长率（吴敬琏，2008）。因此，本文采用第三产业产值与

第二产业产值之比来度量产业结构高级化，这一指标可以很好地反应经济服务化


产业结构合理化主要是产业与产业之间的协调能力和相互关联程度以及资

源有效利用程度的反映，进一步可以衡量要素投入与产出结构的耦合程度。鉴

于此，不少学者采用结构偏离度①对产业结构合理化进行衡量，公式为：

(式 5.1)

上式中，E 表示结构偏离度，Y 表示产值，L 表示就业，i 表示产业，n 表示

产业部门数。当经济处于均衡状态时，各产业部门的生产率相同，此时,Yi/Y=Li/L

从而 E=0。因此，E 的值越大，偏离程度越大，产业结构越不合理。

5.1.3 控制变量

教育水平（edu），采用平均受教育年限②核算；经济发展水平（lnpgdp)，以

2000 年为基期进行平减后的人均 GDP 对数值表示；人口自然增长率（growth)，

直接选自统计年鉴中数据；金融发展水平（lnloan)，采用金融结构年末贷款余额

的对数值表示；财政支出水平（fiscal），采用财政支出与 GDP 的比值表示。

5.2 模型设定

本文以各省区内不平衡程度作为被解释变量，城市化水平和产业结构调整作

为解释变量，研究城市化水平和产业结构调整对各省区内不平衡程度的影响。根

据上文的理论分析，构建如下的回归模型：

（式 5.2）

上式中，cvi,t表示 i 省份 t 年度的区域内不平衡程度，urbi,t表示 i 省份 t 年度

的城市化水平，ei,t表示 i 省份 t 年度的产业结构合理化情况，tsi,t表示 i 省份 t 年

度的产业结构高级化情况，Xi,t代表影响各省区内不平衡程度的其他控制变量。

① 由于数据限制，本文计算的结构偏离度采用的是全国及各地区三次产业的数据。 ② 具体计算公式为：劳动力平均受教育年限=文盲、半文盲就业人口比重×1.5+接受小学教育的就业人口

比重×7.5+接受初中教育的就业人口比重×10.5+接受高中教育的人口比重×13.5+接受大专及以上就业人

口比重×17。

n

i i

i

LLYY

11E

titititititi Xtseurbcv ,,4,3,2,10,

（5）


29

2019 年第 1 期

上式中，cvi,t 表示 i 省份 t 年度的区域内不平衡程度，urbi,t 表示 i 省份 t 年度的城市化水平，

ei,t 表示 i 省份 t 年度的产业结构合理化情况，tsi,t 表示 i 省份 t 年度的产业结构高级化情况，Xi,t 代

表影响各省区内不平衡程度的其他控制变量。

（三）数据来源及描述性统计

本文实证部分以 2000—2015 年我国内地 28 个省区市（不包括京津沪）区域内不平衡程度的

面板数据为研究对象，城市化水平、产业结构调整以及相关控制变量所需数据来自《新中国 60 年

统计资料汇编》《中国统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》、各省份统计年鉴以及中经网、

EPS 数据库。为保证回归参数具有较好的统计性质，对于均值较大的正整数变量取对数后进行实

证分析。各变量的描述性统计如表 1 所示。

表 1 各变量描述性统计

变量样本量均值标准差最大值最小值cvurbets

edulnpgdpfiscallnloan

448448448448448448448448

0.611270.442752.320990.9213610.01269.556620.204968.69439

0 .199410.111191.053980.312351.213880.634350.172531.23512

1.21189 0 .68718.939222.737164.516510.99451.3459411.3996

0 .234760 .19040.963770.5030612.0483 7.922620.021874.38975

growth 448 5.94656 2.89181 13.1 -0.6

六、实证分析

（一）相关性和回归结果分析

首先对模型中所有变量进行相关性分析，并进行多重共线性的检验，VIF 的值为 4.11 未超过

10，因此不存在严重的多重共线性问题，相关性分析的结果如表 2 所示。可以看到，城市化水平

与各省区内不平衡程度的相关系数为 0.0456，但并不显著。产业结构合理化、高级化与各省区内

不平衡程度的相关系数分别为 0.1029 和 -0.2482，且分别在 5% 和 1% 的水平上显著。考虑其他控

制变量，教育水平和金融发展水平与各省区内不平衡程度的相关系数为正且均不显著，这与我们

直观上的感受并不一致，一般认为教育水平和金融水平的提高有助于缓解不平衡程度。考虑到回

归分析会对其他变量的偏相关进行控制，与相关性分析研究变量间两两关系相比回归结果更为可

靠，因此，变量间具体的关系需要考虑回归分析的结果。依次使用 Greene Wald 检验、Wooldridge

Wald 检验、Pesaran 检验分别对可能存在的组间异方差、组内自相关和组间同期相关进行检验。检

验结果表明面板数据存在组间异方差和组内自相关，不存在组间同期相关。因此，采用可行的广

义最小二乘法（FGLS）进行估计。

由表 3 第一个回归结果可以看到，城市化水平的估计系数为 -0.320，在 10% 的显著性水平下

为负，表明就全国整体而言，城市化水平的提高有助于缓解各省区内发展不平衡的情况。各省区

经济中心对周边地区的“扩散效应”具有良好的辐射作用，随着中心地区规模效益递减以及资本、

劳动力等一系列资源向周边地区的流动，周边地区农村劳动力逐渐转化为城市劳动力，这部分人

口从事的职业也从农业为主逐渐转向工业和服务业，其家庭收入与支出结构发生了很大的变化，

周边地区经济得到发展并逐渐缩小与中心地区的经济发展差距。这与假说 1 中城市化水平的提升

30

有助于缓解各省区内不平衡程度的假说相一致。

表 2 各变量相关性分析结果

变量 cv urb e ts edu lnpgdp fiscal lnloan growth

cvurbets

edulnpgdpfiscallnloangrowth

1.00000.0456

0.1209**-0.2482***

0.03170.1922***0.1181**0.0220

0.1992***

1.0000-0.5706*** -0.3051***0.7637***0.8465***

-0.3603***0.6943***

-0.4956***

1.00000.2086***

-0.5053***-0.5389***0.3099***

-0.4680***0.3589 ***

1.0000-0.4449***-0.2516***0.5371***

-0.5082***0.3902***

1.00000.7067***

-0.4097***0.7424***

-0.4223***

1.0000-0.0559

0.7609***-0.377***

1.0000-0.4092***0.3994***

1.0000-0.541*** 1.0000

注：* 表示 10% 的显著性水平，** 表示 5% 的显著性水平，*** 表示 1% 的显著性水平，下同。

产业结构合理化的回归系数为 0.0123，且在 1% 的显著性水平上通过了检验，表明结构偏离

度 E 越小，产业结构合理化程度越高，越有利于区域内不平衡的缩小。刘伟、蔡志洲（2016）认

为在经济增长过程中不同要素对经济增长贡献不同会导致不同要素所有者的收入及其增长速度不

同。这也与我们直观上的感觉相一致，上文计算结构偏离度时主要按照三次产业来区分，因此当

三次产业均衡发展时，各部门的生产效率不会有巨大的差距，不仅产业之间具有良好的协调能力

和相互关联程度，处于不同产业的劳动力的投入与产出也能得到匹配，不会出现不同产业收入差

距过分悬殊的情况。因此，产业结构越合理，越有利于区域内不平衡程度的缩小。产业结构高级

化的回归系数在 5% 的显著性水平下为负，表明随着产业结构的升级，各省区内不平衡程度也在

不断下降，这与上文假说 2 的结论相符合。随着经济发展水平的不断提高，我国需求结构已经由

实物转向服务，经济结构也由制造业转向一般服务业，制造业具有的产业集聚的规模经济特征在

一般服务业中不存在，相反，一般服务业的过分集中往往会因为恶性竞争而效率低下。因此，国

内经济结构的转型有利于缓和区域内不平衡的情况。其次，随着我国加入 WTO 后，世界贸易格局

也受到冲击，我国很多产业成为最大的进口国和出口国，但由于我国超大规模经济体的特征，近

年来我国的贸易条件不断恶化，进口产品的价格不断攀升，低价出口产品也被某些国家以“倾销，

不公平贸易”的理由抵制。贸易条件的恶化使得部分产业更多的转向国内终端市场，很多产业的

产业布局不再以出口导向集中在沿海地带，这在一定程度上缓和了产业集聚规模经济性导致的区

域发展不平衡。

考虑其他控制变量对各省区内不平衡程度的影响，教育水平的回归系数为负，但并未通过显

著性检验，这与以往教育水平的提高有助于缩小发展不平衡程度的研究结论不一致，可能由于教

育水平提高带来的人力资本的积累对于缓解地区不平衡具有一定的滞后性，因此对区域内不平衡

程度的影响并不明显。人均 GDP 的回归系数和相关系数均显著为正，意味着在考察期内，随着人

均 GDP 的增长，各省区内不平衡程度也随着加剧。人口自然增长率的回归系数和相关系数也在 1%

的水平下显著为正，人口的增长会对经济发展产生影响，进而对地区收入差距产生影响。金融发

展水平的回归系数在 1% 的显著性水平下为负，表明金融发展程度越高，越有利于区域内不平衡

程度的缩小。金融发展水平越高，经济发展水平较为落后的地区越有可能通过信贷等方式获得初

始投资资源来实现自身发展，进而缩小区域发展差距。政府财政支出水平没有通过显著性检验。

由于城市化、产业结构调整对各省区内不平衡程度的影响具有区位特征，


31

2019 年第 1 期

因此引入虚拟变量区位（coast），为简化，将东部地区视为沿海地区，中西部地区视为内陆地区，

沿海地区为 1，内陆地区为 0，其相应的回归结果如表 3 中所示。

由表 3 可以看到，城市化、产业结构高级化与区位交叉项的回归系数为负但不显著，产业结

构合理化与区位交叉项的参数在 5% 的显著性水平上为负。交叉项对被解释变量的最终影响需要

通过与水平项的回归系数相加来判定，城市化、产业结合高级化总的回归系数仍为负，表明沿海

地区较高的城市化水平和较为发达的服务业比内陆地区更能促进区域内不平衡程度的缩小，产业

结构合理化与区位交叉项和产业结构合理化水平项系数相加后总的系数为负，这表明与内陆地区

不同，沿海地区产业结构合理化并没有缩小区域内不平衡程度，但考虑到产业结构高级化的系数

大于产业结构合理化总的回归系数，因此，沿海地区产业结构调整仍有助于缩小区域内不平衡。

表 3 全面 FGLS 回归结果

变量CV

（1）（2）（3）（4）urbets

edulnpgdpfiscallnloangrowthcoast

urb×coaste×coastts×coast

consN

-0.320*(0.165)

0.0123***(0.00441)

-0.0519**(0.0242)-0.00273(0.00555)0.203***(0.0356)0.110

(0.0861)-0.0661***

(0.0153)0.00591**(0.00254)

-0.643***(0.196)

448

-0.260(0.180)

0.0123***(0.00433)-0.0461*(0.0243)-0.00532(0.00562)0.224***(0.0358)-0.00368(0.0923)

-0.0672***(0.0154)

0.00659**(0.00260)0.00451(0.0733)-0.161(0.153)

-0.791***(0.198)

448

-0.326**(0.166)

0.0144***(0.00482)

-0.0539**(0.0244)-0.00437(0.00585)0.223***(0.0357)-0.00236(0.0920)

-0.0710***(0.0151)

0.00649**(0.00265)0.0119

(0.0465)

-0.0467**(0.0218)

-0.733***(0.199)

448

-0.343**(0.161)

0.0128***(0.00438)-0.0344(0.0284)-0.00426(0.00572)0.238***(0.0346)

-0.000722(0.0900)

-0.0746***(0.0145)

0.00670***(0.00253)-0.00741(0.0460)

-0.0712(0.0491)

-0.849***(0.194)

448

（二）稳健性检验

上文采用结构偏离度来度量产业结构合理化，但结构偏离度指标没有考虑到各产业的相对重

要性。因此在保留原有经济含义基础上参考干春晖（2011）的测度方法引入重新定义的泰尔指数

来衡量，Y 表示产值，L 表示就业，i 表示产业，n 表示产业部门数。当经济处于均衡状态时，TL

值为 0，TL 值越大，产业结构越不合理。公式如下：

6.2 稳健性检验

上文采用结构偏离度来度量产业结构合理化，但结构偏离度指标没有考虑到

各产业的相对重要性。因此在保留原有经济含义基础上参考干春晖（2011）的测

度方法引入重新定义的泰尔指数来衡量，Y 表示产值，L 表示就业，i 表示产业，

n 表示产业部门数。当经济处于均衡状态时，TL 值为 0，TL 值越大，产业结构

越不合理。公式如下：

（式 6.1）

对于存在的异方差和组内自相关问题，仍然采用可行的广义最小二乘法

（FGLS）进行估计，从表 4 中可以看到，城市化、产业结构合理化以及产业结

构高级化的参数估计均显著且正负未发生改变，这与表 3 的回归结果基本一致。

城市化水平的提升有助于缓解各省区内不平衡程度，产业结构调整对于各省区内

不平衡程度的缩小也有积极作用。表 4 中其他控制变量对各省区内发展不平衡程

度的影响与表 3 回归结果也基本一致，其中，人口自然增长率回归系数更为显著，

教育水平和政府财政支出水平仍未通过显著性检验。

7 主要结论与政策建议

7.1 主要结论

本文以我国 28 个省区市 2000—2015 年的面板数据为研究对象，对各省区市

内部不平衡程度进行测度，并对城市化、产业结构调整与各省区市内部不平衡程

度的关系进行实证分析，得出的主要结论如下：第一，利用人口加权变异系数测

)ln(YYTL

n

1i

i

LY

LY

i

i

表 4 稳健性回归结果

变量回归系数标准差 Z 值

urb

tl

ts

edu

lnpgdp

fiscal

lnloan

growth

cons

-0.329**

0.0599***

-0.0427*

-0.00141

0.200***

0.124

-0.0632***

0.00657***

-0.646***

0.161

0.0209

0.0243

0.00561

0.0345

0.0816

0.0151

0.00252

0.189

-2.04

2.87

-1.76

-0.25

5.80

1.52

-4.18

2.61

-3.42

（7）

32

对于存在的异方差和组内自相关问题，仍然采用可行的广义最小二乘法（FGLS）进行估计，

从表 4 中可以看到，城市化、产业结构合理化以及产业结构高级化的参数估计均显著且正负未发

生改变，这与表 3 的回归结果基本一致。城市化水平的提升有助于缓解各省区内不平衡程度，产

业结构调整对于各省区内不平衡程度的缩小也有积极作用。表 4 中其他控制变量对各省区内发展

不平衡程度的影响与表 3 回归结果也基本一致，其中，人口自然增长率回归系数更为显著，教育

水平和政府财政支出水平仍未通过显著性检验。

表 4 稳健性回归结果

变量回归系数标准差 Z 值

urbtlts

edulnpgdpfiscallnloangrowthcons

-0.329**0.0599***-0.0427*-0.001410.200***

0.124-0.0632***0.00657***-0.646***

0.1610.02090.02430.005610.03450.08160.01510.002520.189

-2.042.87

-1.76-0.255.801.52

-4.182.61

-3.42

七、主要结论与政策建议

（一）主要结论

本文以我国 28 个省区市 2000—2015 年的面板数据为研究对象，对各省区市内部不平衡程度

进行测度，并对城市化、产业结构调整与各省区市内部不平衡程度的关系进行实证分析，得出的

主要结论如下：第一，利用人口加权变异系数测度我国整体以及东中西三大区域发展不平衡程度

后发现，区域内不平衡程度要大于各省区市之间的不平衡程度，各省区市内部不平衡程度构成了

区域总体不平衡程度的主要部分。全国以及三大区域的整体不平衡程度与区域内不平衡程度的数

值大小较为接近且变动趋势仍是大致相同的，2012 年后两者均处于下降阶段。第二，采用广义最

小二乘法对模型异方差和自相关进行修正后，由回归结果可知，城市化水平的提升将有利于地区

趋同，各省区市内部不平衡程度将下降。产业结构合理化与各省区市内部不平衡程度具有显著的

正向关系，产业结构高级化与与各省区市内部不平衡程度则有显著的负向关系，因此，产业结构

调整有助于各省区市内部不平衡程度的缩小。第三，教育水平、经济发展水平、金融发展水平、

人口自然增长率以及政府财政支出水平等要素也会对各省区市内部不平衡程度产生影响。经济发

展水平和人口自然增长率会进一步加剧不平衡程度，金融发展水平对各省区市内部不平衡程度具

有抑制作用，金融发展水平越高，经济发展水平较为落后的地区越有可能通过信贷等方式获得初

始投资资源来实现自身发展。

（二）政策建议

根据上述结论，提出如下的政策建议：第一，在促进经济增长的同时要关注区域发展不平衡

问题，特别是区域内发展不平衡的问题。通过县级单元数据的测算，各省区市内部的不平衡程度

对总体的不平衡程度的贡献甚至超过了省际的不平衡程度，地方政府可以通过转移支付以及公共

服务均等化来为各区域内提供较为平等的发展机会，从而缓解区域内不平衡。第二，提高城市化

水平，促进区域协调趋同发展。城市化水平的提升有助于缩小发展差距，我国目前的城市化水平

和发达国家相比还有一定差距，在加快城市化进程中，应该从国情出发根据实际情况因地制宜，


33

2019 年第 1 期

合理增加大、中、小城市比重而不是盲目扩大大城市的人口数量。除此之外，还应该逐渐放松城

乡分割的户籍限制，打破城乡二元分割现状，实现真正意义上的城市化推进。第三，加快产业结

构调整，促进经济发展和区域平衡发展。在保证各产业均衡发展的前提下，推动产业结构高级化

将有助于缓解区域内不平衡程度。尤其是对内陆地区来说，由于劳动力成本的上升以及贸易条件

的恶化使得沿海地区许多企业着眼于国内市场并将企业内迁，这为内陆各省区市内部提供发展机

会的同时也缓和了沿海和内陆的发展差距。在推动产业结构高级化过程中也应该提供相应配套性

措施，例如完善社会保障制度使劳动力由农业向非农产业转移可以获得更多社会保障。

本文的局限在于，以县级为单元数据计算各省区市内部不平衡程度时会受到数据的限制，因

此不平衡程度的测算以及回归结果可能会出现一定的偏差。同时，从规模经济的角度出发产业结

构高级化对区域内不平衡程度的影响会随着不同产业占主导地位的不同而有所区别，目前我国主

导产业从制造业向一般服务业的转换使得产业结构高级化有助于区域内不平衡程度的缩小，但随

着我国一般服务业向现代服务业的转换，现代服务业具有的比制造业更强的规模经济性会使得不

平衡问题恶化。产业高级化对发展不平衡的影响并不是绝对的，在产业每一发展阶段都会出现新

的阶段性问题。因此，当现代服务业成为我国经济发展的主导产业时，进一步考察产业结构高级

化对发展不平衡程度的影响也是有意义的。

（指导老师：庄尚文）

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Urbanization, Adjustment of Industrial Structure and Correction of Regional ImbalanceYao Jia

（School of Economics, Nanjing Audit University, Nanjing 211815）

Abstract: How to correct the imbalance of regional development is an important issue to be considered in the construction

of socialism with Chinese characteristics in the new era. Based on the panel data of 28 provinces in China (excluding Bei-

jing, Tianjin and Shanghai) from 2000 to 2015, this paper studies the relationship between urbanization, industrial restruc-

turing and regional imbalances. It is found that:（1） overall, the improvement of urbanization alleviates the imbalance

within the region;（2） rationalization and upgrading of industrial structure are conducive to reducing the imbalance within

the region;（3） higher urbanization level in coastal areas and more developed service industries can better correct the im-

balance within the region than inland areas. Accordingly, this paper puts forward relevant policy recommendations.

Key Words: Urbanization; Industrial restructuring; Regional imbalance; Weighted coefficient of variation;

Spatial decomposition


城市化、产业结构调整与区域内发展不平衡的修正yjsb.nau.edu.cn/_upload/article/files/e5/b2/58855a884c55bcdd5ad66… ·...

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