時間：2023-05-30 10:17:26
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇城鎮化水平，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
中圖分類號： F27
一、引言
城鎮化是指農村人口轉化為城鎮人口的過程，反映城鎮化水平高低的一個重要指標為城鎮化率，即一個地區常住于城鎮的人口占該地區總人口的比例。城鎮化不但具有聚集功能和規模效益，還能向周邊地區和廣大農村地區進行輻射，帶動郊區、農村一起發展。城鎮化是經濟發展的發動機，據國務院研究中心測算，城鎮化率每提高1%，可以替代出口10萬億元。按現有城鎮化速度，社會消費總水平可以從目前的10萬億元級上升到20萬億元級，年均20萬億元以上的投資規模會維持20年。由此可見城鎮化在擴大投資、拉動內需、解決就業等方面的重要作用。總理也指出，未來幾十年最大的發展潛力是城鎮化，它可以帶動巨大的消費和投資需求。改革開放以來，我國城鎮化率不斷提高，2011年，我國的城鎮化率為51.27%，但貴州的城鎮化率只有34.96%，與全國平均水平相差16個百分點，位于全國倒數第二。2008年6月，由國家統計局正式印發的《全面建設小康社會統計監測方案》（國統字[2008]77號）中指出，在小康標準的經濟發展指標中城鎮化率不得低于60%。“十”報告提出要確保在2020年實現全面建成小康社會，所以貴州必須要加快城鎮化建設的步伐，才能在2020年實現全面同步小康社會。因此，本文將研究貴州城鎮化水平的影響因素，并提出加快貴州城鎮化建設的措施。
二、城鎮化水平影響因素
城鎮化是指農村人口不斷向城鎮轉移，第二、三產業不斷向城鎮聚集，從而使城鎮數量增加、規模擴大的一種歷史過程。城鎮化的過程本質上是人的轉化，包括農村人口向城市的遷移，農村生活方式向城市生活方式的轉化等。城鎮化在國外也稱為“城市化”，但我國大多數學者認為中國的城市化與外國的城市化不同，必須注重發展小城鎮，為了顯示這種與外國的差別，很多中國學者主張使用“城鎮化”一詞，1991年辜勝阻在《非農化與城鎮化研究》中使用并拓展了“城鎮化”的概念，并被廣泛采用。
關于城鎮化水平的影響因素，國內外學者從定性和定量的角度做了一些研究，但由于研究的方法和視角不同，研究的結果也往往不同。本文主要從以下幾個方面來研究貴州城鎮化水平的影響因素。
（一）經濟發展水平及其影響
趙金華等（2009）利用面板數據對我國各省（區）1990-2005年城鎮化水平影響因素進行實證分析，并認為經濟發展水平對城鎮化水平有顯著的正向影響，尤其是對城鎮化水平高的省 （區）影響更顯著[1]。蘇素、賀婭萍（2010）運用面板協整對城鎮化影響因素進行分析，得出經濟增長對城鎮化的規模效應顯著為正[2]。因此，本文提出第一個研究假設H1：經濟發展水平對貴州城鎮化水平有正向影響。
（二）產業結構及其影響
隨著第一產業比例下降，二、三產業比例上升，城鎮化水平就會相應提高。張科舉、楊歡（2008）通過對2001-2005年各省數據的年度分析，定量分析結果表明產業結構尤其是第三產業結構對地區城鎮化差異的影響非常顯著[3]。蘇素、賀婭萍（2010）認為產業結構（農業化率）與城鎮化率存在顯著的負相關，隨著農業化率的降低，城鎮化率呈現顯著的上升趨勢[2]。儲金龍等（2010）利用因子分析模型分析了安徽省2008年城鎮化水平影響因素的空間差異，結果表明第二產業占GDP比重和第三產業占GDP比重都是城鎮化率的影響因子[4]。因此，本文提出第二個研究假設H2：非農產業占GDP比重對貴州城鎮化水平有正向影響。
（三）就業結構及其影響
趙金華（2009） 采用面板數據對1990-2005年各類型省（區）的城鎮化影響因素及其差異分析，結果表明非農產業就業比重對城鎮化水平發揮著顯著的正向作用，其中第三產業就業比重對各省（區）的城鎮化影響都大于第二產業就業比重對城鎮化的影響作用[1]。劉愛英、姚麗芬（2011）利用協整理論、誤差修整模型和Granger 因果檢驗理論，對中國三次產業就業比重與城鎮化水平之間的關系進行了對比分析，結果表明二者之間是長期均衡關系，城鎮化水平的提高促進了第一、二產業就業結構的調整，第三產業就業規模的快速發展促進了城鎮化建設[5]。因此，本文提出第三個研究假設H3：非農產業就業比重對貴州城鎮化水平有正向影響。
（四）教育水平及其影響
張科舉、楊歡（2008）通過多元回歸分析研究城鎮化的影響因素，并用中等學校每年畢業生占該地區總人口的比重表示教育水平，實證結果表明教育水平對城鎮化的影響不顯著，并認為地區間人力資本投資的差異主要體現在受過高等教育的人才上，而受過中等教育的人才差異是不顯著的[3]。趙金華（2009）認為教育水平對城鎮化水平高的省（區）的影響不顯著，而對城鎮化水平低的省（區）影響很顯著，超過了非農就業對城鎮化的推動作用[1]。因此，本文提出第四個研究假設H4：教育水平對貴州城鎮化水平有正向影響。
（五）公路和鐵路建設及其影響
曹廣忠等（2008）利用2000年截面數據，用因子分析法考察了我國東部沿海省區人口城鎮化影響因素，認為交通干線路網密度和海港吞吐量對城鎮化有顯著影響[6]。儲金龍等（2010）通過因子分析法也認為公里密度是城鎮化水平的影響因子[4]。因此，本文提出第五個研究假設H5：公路和鐵路建設對貴州城鎮化水平有正向影響。
三、數據與方法
針對數據與方法的說明，具體內容如下。
（一）數據來源
本文采用貴州省1981-2011年的時間序列數據，所有的數據均來自歷年的《貴州統計年鑒》。
（二）變量定義
本文的因變量為城鎮化水平（y），用城鎮人口占總人口的比例來表示；自變量為經濟發展水平（x1）、產業結構（x2）、就業結構（x3）、教育水平（x4）、公路和鐵路建設（x5）。其中經濟發展水平用人均GDP表示，產業結構用非農產業占GDP比重表示，就業結構用非農產業就業比重表示，教育水平用普通高等學校和中等職業教育學校每年的畢業生人數表示，公路和鐵路建設用公路和鐵路的長度表示。
（三）數據標準化處理與平穩性檢驗
由于各個變量的單位不一致，為了使數據有可比性，所有數據都進行無量綱標準化處理。在進行回歸分析之前，為了避免出現偽回歸，首先需要對標準化之后的時間序列數據進行平穩性檢驗，檢驗結果表明標準化之后的y、x1、x2、x3、x4、x5都是平穩的，可以對其進行回歸分析。
（四）實證方法及研究模型
本文運用多元回歸分析方法進行研究，由于各變量之間可能存在一定的共線性，本文通過使用逐步回歸進行模型估計，可解決變量之間的多重共線性問題。所以本文的模型可以表示為：
四、實證分析
本部分主要包括回歸模型，研究假設檢驗以及實證結果分析。具體分析如下：
（一）回歸模型
從圖1可以看出，模型的可決系數R2為0.985，調整后的可決系數為0.982，說明模型的整體擬合效果非常好。各自變量間除了x4沒有顯著性之外，其它幾個變量在5%的水平下都是顯著的，且DW的值為1.993，與2非常接近，說明變量不存在自相關。
所以，回歸模型如下：
（二）研究假設檢驗
根據回歸模型可以看出，人均GDP（x1）、非農產業占GDP比重（x2）、非農產業就業比重（x3）、公路和鐵路建設 （x5）都對城鎮化率（y）有顯著的正向影響，與之前提出的研究假設一致。但普通高等學校和中等職業教育學校每年的畢業生人數 （x4）對y的影響不顯著，與之前提出的研究假設不一致。
（三）實證結果分析
實證結果分析共總結出了以下五點，分別為：
一是公路和鐵路建設對貴州城鎮化水平的影響最大，系數為0.6081。由于貴州不沿海、不沿江、不沿邊，且地形復雜，加上長期以來經濟欠發達，造成貴州交通基礎設施建設嚴重滯后，并已經成為貴州經濟社會發展的主要瓶頸。因此，交通基礎設施的建設將促進經濟的快速發展，從而提高城鎮化的發展水平。
二是非農產業占GDP比重對貴州城鎮化水平有顯著的正向影響，系數為0.2471。結果表明非農產業占GDP的比重對貴州城鎮化水平的影響較大。第二、三產業的發展能吸納更多的就業人口，使大量農村富余勞動力轉移到城市就業，從而提高城鎮化水平。
三是人均GDP對貴州城鎮化水平有顯著的正向影響，系數為0.2469。結果表明人均GDP對貴州城鎮化水平的影響作用較大。
四是非農產業就業比重對貴州城鎮化水平有顯著的正向影響，系數為0.1671。非農產業就業使得大量農業人口涌入城鎮，從事非農產業工作，使農業人口轉化為城鎮人口，從而提高了城鎮化水平。
五是教育水平對貴州城鎮化水平的影響不顯著。可能因為高等院校的畢業生流動性較大，加上貴州經濟發展比較落后，很多高校畢業生向沿海經濟發達地區或周邊經濟發展較好的地區轉移，所以實證結果得出教育水平對城鎮化水平的影響不顯著。
五、對策建議
城鎮化水平的提高有助于提升城市經濟實力，增強以工補農、以城帶鄉的能力，有利于改善農村面貌，帶動農村經濟社會發展。目前貴州城鎮化水平較低，遠遠落后于全國水平。從本文實證結果來看，貴州可以從以下幾個方面來提高城鎮化水平：
一是加大對交通設施的投入，大量修建鐵路和公路，突破交通瓶頸。從地理上看，貴州是西南連接華中、華南的陸上交通樞紐，只有真正破除交通瓶頸，形成便捷、通暢、高效的綜合運輸體系，才能促進區域間和區域內產業分工的深化，增強產業分布的集聚效應。加快建設快速鐵路與高速公路，提升和強化貴州作為西南地區最重要的交通樞紐地位，為承接東部產業轉移和振興經濟發展奠定基礎。
二是大力發展第二、三產業，提高其占GDP的比重。通過工業、服務業的聚集吸引人口聚集，實現農村人口向城鎮轉移。在這一過程中，政府部門可通過規劃引導、政策扶持，為產業發展和人口聚集營造有利條件。
三是加快經濟發展的步伐，提高人均GDP。貴州要憑借得天獨厚的資源優勢，并把資源優勢轉化為經濟優勢，以國發2號文為指導，以工業強省戰略為方向，走新型工業化道路，為城鎮化提業支撐。
四是大力發展勞動密集型產業，增強對勞動力的吸納能力。貴州要憑借勞動力資源豐富和人力資源成本較低等優勢，以承接東部產業轉移為契機，解決農村富余勞動力的就業問題，使農業人口轉化為城鎮人口。
五是加大人才引進力度。進一步疏通國有大中型企業、民營企業和非公經濟組織等就業通道，創造出更多適合高校畢業生的就業機會，并從政策和待遇等方面吸引和留住高校畢業生。
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關鍵詞：城鎮化；指標體系；存在問題；發展模式；海南省
Abstract：This paper have constructed the evaluation index system of regional urbanization level， which includes economic， social development， population and environment， Using factor analysis and cluster analysis to classify and compare the level of urbanization in Hainan province， And analyzes the main problems in the current urbanization construction，finally put forward the suitable model of urbanization in Hainan Province. The results of the evaluation will be divided into four levels of urbanization in Hainan province， Haikou city and Sanya city as the first level， a higher level of comprehensive urbanization. At present， there are some problems such as the small scale of the central city of Hainan Province， the small size of the city， the weak of the level of urbanization， the single development of urban industrial structure， the lack of development motivation and the low level of the construction of small towns. According to the situation of Hainan Province，This paper presents four kinds of urbanization development model by land sea interaction、island City、tour guide and big city driving.
Key words：urbanization ； index system ； existing problems ； development model ； Hainan
中圖分類號： C912 文獻標識碼：A
文章編號：1674-4144（2016）-05-19（5）
1 引言
自1988年建省以來，海南省經濟迅猛發展，但隨著經濟的層層推進，各市縣城鎮化水平呈現出發展上的不均衡，這將阻滯并影響海南區域經濟協調發展和整體水平的進一步提高。本文運用規范與實證分析相結合的方法，構建了評價城鎮化水平的指標體系，采用多元統計方法中的因子分析和聚類分析法，對2014年海南省城鎮化水平進行了綜合評價，在此基礎上找出存在的問題并提出海南省城鎮化發展的適宜模式。
2 城鎮化水平評價指標體系構建
從廣義的城市化的內涵出發，摒棄傳統的以城市人口比重或非農業人口比重作為衡量城市化水平標準的人口數量型評價思維，構建融經濟、社會的發展和人口、環境的改善于一體的功能質量型評價指標體系。該評價指標體系由經濟城市化、人口城市化、生活方式城市化和基礎設施城市化四大類指標構成，共涵蓋11個評價因子 （見表1） ，所用數據均來自《海南統計年鑒（2015） 》。
3 海南省城鎮化水平評價
3.1 因子分析模型
本文所依據的綜合評價指標體系由X1......X11 構成，整個評價過程借助SPSS18. 0 軟件完成。首先，對原始數據進行標準化（數據從略） ，求R的特征值以及貢獻率，并按特征值大于1 的原則提取主因子F1 、F2 和F3，各因子的特征值依次為5.486、2.577 和1.227 ，貢獻率（ %） 依次為49.877、23.425 和11.158 ，F1 、F2 和F3 包含了原始數據信息量的84.461 %。其次，對因子載荷陣進行方差最大正交旋轉（數據從略） ，并命名因子。由于主因子F1 在X1 ，X2 ，X3 ，X4 ，X5，X6 ，X7 上載荷較大，它們分別從人均GDP、第三產業占GDP比重、第二產業占GDP比重、工業增加值占GDP比重、平均每戶人口、非農業人口比重和第三產業從業人員比重反映經濟與人口城市化水平，故稱F1為經濟和人口因子； F2在X8，X9上載荷較大，它們分別從人均社會消費品零售額和城鎮居民人均可支配收入兩個因子反映居民生活方式的城市化水平， 故稱F2 為生活質量因子；F3在X10 ，X11上載荷較大，它們分別從每千人口醫院與衛生院床位數、每萬人均普通中小學在校學生數反映基礎設施的城市化水平，稱F3 為環境質量因子。第三，計算因子得分并排序。對主因子F1 ，F2 ，F3 的特征值規一化，得到三個主因子的權重值分別為：0. 591 ，0. 277 和0. 132 ，然后再計算各市縣綜合測評得分， 公式如下： Zi =0. 591F1 + 0. 277F2 + 0. 132F3 ，其中： Zi 為各城市綜合評價得分（i=1 ，2 ，3 ...，11） ；Fi 為各因子得分； Fi 的系數為各主因子的權重值，據此計算的海南省各市縣城鎮化水平綜合得分及排序如表3所示。需要說明的是，表3中各因子得分的正、負值，表明各市縣的城鎮化水平相對于全省平均水平的位置。
3.2 因子分析結果的輔助聚類分析
為了使因子分析的結果進一步明晰化，本文對綜合因子得分采用組間連接法進行聚類分析（過程從略，各主因子根據研究目的亦可作相同處理） 。根據聚類分析結果，海南省城市化水平高低分為4類：第一類―海口、三亞；第二類―瓊海、昌江、儋州、澄邁、東方、萬寧；第三類―五指山、文昌、瓊中；第四類―保亭、定安、屯昌、樂東、臨高、白沙、陵水。
3.3 評價結論
（1） 第一類城市為海口市和三亞市，城市化水平最高。海口市是海南省省會城市，在經濟和人口因子F1、生活質量因子F2 的單項排名為第1和第2 ，三亞市在經濟和人口因子F1、生活質量因子F2 的單項排名為第2和第5，這說明這兩個城市的經濟發展水平較高，居民的生活質量也很高，且環境質量因子F3 的單項排名也較為靠前，分別為第5 和第4，總體上看，海口市和三亞市作為海南省一北一南兩大重要中心城市，其城市化綜合水平居于全省前兩位，城市化水平與城市經濟、社會與環境協調發展。
（2） 第二類城市為瓊海、昌江、儋州、澄邁、東方、萬寧，城市化水平較高。瓊海市是海南省東部區域性中心城市，近幾年隨著博鰲亞洲論壇知名度的提升，城市形象也發生了明顯的變化，城市居民幸福感較強。昌江有亞洲最富鐵礦――石祿鐵礦，工礦業較為發達，人均總產值較高；萬寧和瓊海情況相似，它們經濟的各個方面發展良好，并且上升勢頭明顯；儋州和澄邁的情況亦相似，它們的工業在經濟中占據著重要的地位，其中儋州擁有洋浦國家級經濟技術開發區，澄邁擁有海南省重要的老城工業開發區；東方市是中石化，中石油海南分部所在地，石油資源加工成為其城市化經濟推進一大動力。
（3） 第三類城市為五指山、文昌、瓊中，城市化水平一般。其中瓊中、五指山受地域環境-交通影響較重，經濟發展較緩慢。但五指山市生活質量因子單項排名第1 ，產業主要以旅游業為主，旅游業給當地居民帶來了不少的經濟收入；文昌市是海南三大僑鄉之一，也是中國最南航天城，未來隨著航天產業的進一步發展，文昌的城市化水平將會獲得快速提升；瓊中居于海南島中部，主要以農業種植業為主，今后隨著海南中線高速公路和萬洋高速公路的進一步貫通，瓊中縣旅游業將會成為城市化主要推進動力之一。
（4） 第四類城市為保亭、定安、屯昌、樂東、臨高、白沙、陵水，城市化水平最低。其中保亭、定安、屯昌、樂東、白沙地處海南島的中南部，其經濟主要以第一產業為主，整體上經濟水平和人民生活質量較低，另外人口自然增長率較高，今后應嚴格控制人口數量，提高人口素質；陵水各項因子數據排名都比較靠后，城市化水平最低。這一類城市今后發展重點在于如何提高城市經濟發展水平。
4 海南省城鎮化建設存在的問題
雖然近幾年在國際旅游島建設的背景下海南省的城鎮化建設水平得到了快速的提升，但是當前海南省經濟發展水平與內地省份相比，差距仍然較大，全省城鎮化水平也低于全國平均水平（2014年我國城鎮化水平為54.77%，海南省的城鎮化水平為53.76%），當前海南城鎮化建設主要存在以下問題：
4.1 中心城市規模小，帶動作用弱
海南省無特大城市，大中城市數量少，規模小，實力弱，中心城市對周邊地區的輻射帶動能力較弱。2014年海口市常住人口220.07萬，GDP為1005.51億元，三亞市常住人口74.19萬，GDP為404.38億元，一北一南兩個中心城市與中國其他省會城市及其中心城市相比，明顯偏低，中心城市整體經濟實力不強，自身還處于集聚人口和生產要素高速集聚階段，資金、技術、產品和人才等要素不具備向低一級城鎮大規模擴散的條件，因此不能有效帶動周邊城市的發展，當前“兩頭帶動、兩翼推進、發展周邊、扶持中間”的海南島發展布局還未形成。
4.2 城鎮發展水平區域差異較大
海南省各市縣城鎮發展水平差異較大，如2014年海口市城鎮化水平為76.08%，白沙僅為29.09%。除此之外，海南東中西三大區域城市發展水平差異也較大，東部地區交通便利、資源條件較好，城市開發較早，城市化水平相對較高；西部地區交通較為便利，工業較為發達，但是旅游業發展相對滯后，城鎮化水平一般；中部地區距海較遠，交通條件相對于東西部落后，產業主要以農業為主，經濟發展較為落后，城鎮化水平也相應較低。
4.3 小城鎮產業結構單一，發展動力不足
當前海南省小城鎮主要以農業為主，條件較好的城鎮適當發展旅游業，工業基礎十分薄弱，僅以簡單的農副產品加工為主，總體上看，海南省小城鎮產業較為單一，城鎮就業承載力較弱，吸引農村剩余勞動力轉產就業的能力也偏弱，這就直接導致海南城鎮規模較小，城鎮發展動力不足，城鎮化水平偏低。
4.4 小城鎮建設水平較低，功能體系不健全
海南省小城鎮的基礎設施非常薄弱，很多地方都是“一街城”的形式，主干道及房屋簡陋，醫療設施落后，休閑娛樂等配套設施欠缺，城鎮產業較為單一，導致城鎮功能體系不夠健全，從而降低了城市化發展水平。
5 海南城鎮化發展模式探討
海南省地理位置特殊，工業發展基礎薄弱，故不適宜走工業化帶動城鎮化的路子。同時海南省環境優美、海洋面積廣闊，再加上島嶼生態系統完整，交通便利，故可以考慮實施陸海聯動、全島同城開發戰略，重點發展旅游產業和海洋產業，通過產業開發帶動城鎮化水平的提升，基于此，本文提出以下四個適宜海南省情的城鎮化發展模式：
5.1 陸海聯動模式
陸海聯動模式就是陸地和海洋聯合開發戰略。海南省擁有中國2/3的海域面積，海域遼闊，資源豐富，今后在國際旅游島建設的基礎上，將廣闊的海洋納入視野，拓展發展空間，以海帶陸、依海興瓊，統籌海陸資源、產業、環境和管理，努力提高沿海地區經濟發展水平，嚴格規劃沿海土地的利用，加大南海油氣資源的開發力度，建設南海海洋科技研發基地，加快海洋生物制藥的發展等，陸海兼顧，整合、優化海南陸海獨特資源，實現資源價值最大化，從而帶動海南經濟的發展，使海南城鎮化建設朝著可持續、健康的目標進一步發展。
5.2 全島同城模式
海南作為島嶼省份，人口少，面積小，易于著眼全局、科學規劃、一體化布局和有序推進城鎮化，充分發揮“同城化”效應。今后應按照全省一盤棋發展思路，打破行政區劃的壁壘，通過規劃一盤棋、建設一盤棋、發展一盤棋、管理一盤棋，將全省各地統一規劃、統一布局、統一安排，充分發揮各地的優勢，形成分工合作、互補互通的格局。
5.3 旅游引導模式
基于資源優勢，結合國際旅游島建設背景，今后海南推進城鎮化要發揮以旅游為龍頭的現代服務業、海洋產業、熱帶農業、以及局部地區新型工業的支撐作用，通過旅游引導，促進非農產業的跨越發展。旅游引導城鎮化模式就是在旅游帶動下，以泛旅游產業集群為產業基礎，由旅游帶來的消費聚集推動城鎮化的過程。像海南很多地方已經建立的風情小鎮，如觀瀾湖高爾夫小鎮、博鰲天堂小鎮、潭門小鎮、海棠灣小鎮和福山咖啡小鎮等，今后應加強配套服務設施建設，開發風情體驗旅游產品，從而增加就業吸納能力，吸引周邊農民向小鎮集聚。這樣開發的旅游風情小鎮以及鄉村旅游等模式，不僅促使旅游區農民實現就業，并且帶動周圍經濟的發展。旅游消費和服務設施的集中化，有助于推進社會體系及配套的基礎設施建設，促進就地城鎮化的發展。
5.4 大城市帶動模式
大城市帶動模式就是發揮海口、三亞、瓊海和儋州四大中心城市的輻射作用。一直以來，海南省的發展都是以南北的海口市和三亞市為中心，兩側的發展則十分薄弱，因此有必要在東西兩側建立兩個中心城市，以促進區域的經濟發展和城市化水平提升。今后，海南應更加強調海口省會經濟圈和大三亞旅游圈的建設，充分發揮南北兩大中心城市的帶動作用，同時重點扶持儋州市和瓊海市的發展，將其分別打造成海南西部和東部的中心城市，從而帶動海南兩翼經濟的發展，通過大城市帶動模式促進海南城鎮化水平全面提升。
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關鍵詞：城鎮化；第三產業；就業
中圖分類號：F719文獻標識碼：A文章編號：1008-2670（2014）03-0057-10
基金項目：國家社科基金項目“技術進步影響就業的理論與實證及擴大我國勞動就業的對策研究”（11BJY035）；教育部人文社科規劃基金項目“技術進步的就業效應與擴大我國勞動就業的對策研究”（09YJA790121）；山東省社科規劃研究項目“城鎮勞動就業的影響因素及其效應研究――基于山東省的分析”（13CJJJ06）。
作者簡介：張利霞，女，山東冠縣人，山東財經大學經濟學院碩士研究生，研究方向：勞動就業與收入分配問題。
①數據來源：1978-2013《中國統計年鑒》。
作為工業化、現代化發展的必然趨勢，城鎮化水平的推進正在成為我國經濟增長和社會發展的強大引擎。國家統計局數據顯示，我國的城鎮化水平已由1978年的17.92%增長到2012年的52.57%，年均增長率為3.22%①。工業化是城鎮化的直接動因，當工業化發展到一定階段后，它將被第三產業逐漸取代繼而成為城鎮化發展的主導力量，同時城鎮化的提升又會促進第三產業的進一步發展。改革開放以來，我國第三產業無論在就業安置還是產值貢獻方面均取得了重要成就，截止2012年，我國第三產業產值比重和就業比重均已經超過30%①。提高我國城鎮化水平必須走發展非農產業即第三產業的道路。探究我國城鎮化水平與第三產業之間的動態發展關系，對于促進我國城鎮化水平的進一步提高、第三產業的發展以及解決我國現今的就業問題具有重要的理論價值和現實指導意義。
三、結論
1.基于我國1978-2012年城鎮化水平和第三產業產值比重、就業比重就業的相關時間序列數據，通過協整檢驗表明，長期內城鎮化水平每提高1%，第三產業產值比重增加0.912499%，第三產業就業比重增加1.297311%。同時，第三產業產值比重每提高1%，城鎮化水平提高1.053182%，第三產業就業比重每提高1%，城鎮化水平提高0.694%。由此可得，第三產業產值比重提高比第三產業就業比重提高更能帶動城鎮化的發展。理論上第三產業就業比重應該比產值比重對城鎮化水平影響更大，而現實情況相反，這可能是由于我國不合理的產業結構、就業結構的存在導致農村人口向城鎮轉移的過程中，第二產業吸收的就業占比要高于第三產業對就業的吸收比例。
2.誤差修正模型表明，由于時滯效應的存在，短期內各變量之間的影響效應均低于長期水平。受誤差修正項的影響，城鎮化水平相對于第三產業產值比重提高的短期彈性值為-0.050566，即如果短期均衡在第i期偏離了長期均衡，那么模型會在第i+1期以-0.050566的調整力度自動進行反向調整，向長期均衡狀態移動。同樣，第三產業產值比重相對于城鎮化水平提高的短期彈性值為-0.091292；城鎮化水平相對于第三產業就業比重提高的短期彈性值為-0.026286；第三產業產值比重相對于城鎮化水平提高的短期彈性值為-0.171138。
3.格蘭杰因果分析表明，城鎮化不是第三產業產值比重和就業比重變動的格蘭杰原因，第三產業產值比重也不是城鎮化的格蘭杰原因，而第三產業就業比重是城鎮化的格蘭杰原因。這說明我國城鎮化水平的提高還不能有效促進第三產業的發展。其原因一是我國城鄉差異較大，農村第三產業發展嚴重滯后。二是小城鎮多采用粗放型經濟增長模式，集聚效應不顯著，規模也較小，難以滿足第三產業發展的市場條件。三是在城鎮化發展的過程中，受到戶籍制度的影響，人口無法達到自由流動的要求。
4.在VAR模型基礎上建立的脈沖響應分析和方差分解表明，城鎮化對我國第三產業產值比重的短期影響效應和長期影響效應不一致，短期內城鎮化水平的沖擊帶來第三產業產值比重負的增長效應，這可能是由于短期內產業結構不合理導致的。隨著產業結構的不斷調整，長期內增長效應為正。無論是在長期還是短期，第三產業產值比重對城鎮化水平的提高、城鎮化水平對第三產業就業比重的增長都呈現出較強的、持續性的推動作用。長期內，我國第三產業產值比重對城鎮化水平變化的解釋能力達到62.776660%，高于第三產業就業比重對城鎮化水平變化的解釋能力20.809570%，第三產業產值比重對城鎮化水平波動的貢獻率較大。
城鎮化不僅是農村勞動力遷移的過程，也是經濟增長、產業結構、就業結構優化升級的過程。單純依靠就業量的增長而不是產業結構、就業結構的合理調整，無法實現經濟的協調發展。因此長期來看，伴隨著勞動力的轉移，逐步取消戶籍制度的制約、提高勞動者素質和就業技能、加快產業結構轉變升級，改進小城鎮發展模式已成為促進我國城鎮化和第三產業協調發展的重要舉措。
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（武漢工程大學，湖北 武漢430205 ）
摘 要：隨著新型城鎮化概念的提出，城鎮化水平開始成為社會和學者關注的焦點，傳統的城鎮化水平的計算，忽略了城鎮化推進的過程中的人口、經濟和社會發展因此，本文將從人口、經濟和社會的角度，構建城鎮化水平的綜合測量指標體系。這對于湖北省的城鎮化發展具有一定的指導意義。
關鍵詞 ：新型城鎮化；城鎮化水平；綜合測量指標
中圖分類號：F127文獻標志碼：A文章編號：1000-8772（2014）25-0209-04
1 引言
改革開放以來，我國的城鎮化率從1978年17.92%上升為2013年的53.7%，城市常住人口在2013年末達到73111萬人，城鎮化率以每年1.02%的增長率增長。大量的人口涌進城市，一面為城市的發展提供了大量的勞動力，卻也給城市帶來了一系列的“城市病”，城市公共基礎設施的擁擠，環境污染等問題。而湖北省，作為中部的農業大省，其城鎮化率也在2011年突破了50%，隨后2012年湖北省的城鎮化率為53.50%，城市常住人口為3091.76萬人。綜合評價湖北省的城鎮化水平，有利于湖北省選擇其發展的重心，對于湖北省實現產業結構升級，實現省域經濟的協調發展有一定的意義。選取中部農業大省，運用熵權法和多元回歸分析，從人口、經濟和社會等三個大的角度對湖北省城鎮化水平進行測度，并分析具體的指標對于湖北省城鎮化水平的影響，對于湖北省制定城鎮化政策，推進城鎮化進程有一定的現實和理論意義。
2 研究方法與指標體系的構建
2.1 研究方法
2.1.1熵權法
來自于物理學的熵權法，主要是依據一定的數學公式，計算各個指標的信息熵值，在此基礎上，計算熵冗余，最后得到各個指標的權重，最終得到城鎮化的綜合評價得分。綜合評價得分越高，表明城鎮化綜合水平越高。其計算步驟如下：
數據標準化，當指標值越大，對整個系統越有利時，我們稱之為正向化的指標，反之，則為負向化指標。
2.2指標體系的構建
在研讀大量的城鎮化的相關文獻，借鑒以往學者的研究成果，考慮到城鎮化綜合水平的質量，從指標體系的科學性、可獲得性以及有效性等原則出發，從人口、經濟和環境三個角度構建如下指標體系（見表2.1）。
2.3數據來源
數據主要來自1990年—2013年《湖北省統計年鑒》，其中城鎮人口規模和城鎮人口比重部分數據來自1990—2013年《中國人口統計年鑒》。
3 湖北省城鎮化綜合水平
依據熵值法計算的步驟，通過Eviews6.0對1989—2012年湖北省16項指標相關數據進行標準化處理，計算出相應值并繪制圖表，以分析湖北省地區城鎮化綜合水平的演變過程。
對1989年以來湖北省地區城鎮化綜合水平的得分進行統計發現，湖北省地區城鎮化的發展可分為兩個階段。第一階段為1989—2001年，城鎮化綜合水平發展較緩慢，城鎮化綜合水平從1989年的0.1381提高到2001年的0.3905增長了2.83倍；第二階段為2002-2012年，城鎮化進程從2002年開始提速，城鎮化綜合水平從2002年的0.3330提高至2012年的0.8486（圖3.1）。第2階段城鎮化綜合水平年均增長值是第1階段的2.25倍，表明2002年是湖北省地區城鎮化進程的一個轉折點。
4 湖北省地區城鎮化子系統演變過程
4.1 人口子系統
運用EViews6.0，計算得到如下方程式：
的系數。
模型估計結果由方程4.1可知，在假定其他變量不變的情況下，當人口城鎮化率增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平將增加0.5582個單位；同理，當非農人口比重增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.1878個單位；當第三產業從業人員比重增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.4224個單位；當人口自然增長率增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.4966個單位。為此，我們可以看出，人口城鎮化、第三產業從業人員比重和人口自然增長率對湖北省城鎮化綜合水平的影響系數較大。
由圖4.1可以看出在湖北省城鎮化合人口指標變動趨勢圖中人口城鎮化、非農人口比重、第三產業從業人員比重及人口自然增長率等所有指標均變化明顯。湖北省人口城鎮化率反映了湖北省農業轉移人口市民化的速度，其變化與湖北省戶籍制度改革、非農人口比重、第三產業從業人員比重、基本公用服務的提高有關。人口城鎮化率從1989年的28.36%增長到2012年的53.50%，非農人口比重從1989年的22.66%增長到2012年的34.60%，第三產業從業人員比重從1989年的18.02%增長到2012年的34.35%，人口自然增長率從1989年的73.89%下降到2012年的28.15%。 表明湖北省城鎮化人口子系統發展較為迅速。
4.2 經濟子系統
運用EViews6.0，計算得到如下方程式：
其中y指湖北省城鎮化綜合水平；x06、x07、x08、x09、x10分別表示人均國內生產總值，城鎮居民人均可支配收入，第三產業增加值比重，公路貨物周轉量，工業產值占國內生產總值比重；由方程4.2可知，當其他條件不變時，當人均國內生產總值增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平將增加0.0057個單位；同理，當城鎮居民人均可支配收入增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.7490個單位；當第三產業增加值比重增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.0424個單位；當公路貨物周轉量增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將減少0.0424個單位；當工業產值占國內生產總值比重增加1單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.0222個單位。為此，我們可以看出，城鎮居民人均可支配收入對湖北省城鎮化綜合水平的影響系數較大。
由圖4.2可以看出在湖北省城鎮化和經濟發展指標變動趨勢圖中除第三產業增加值比重和工業產值占國內生產總值比重有所顯著放緩之外，其他指標變化均顯著上升。人均國內生產總值反映了湖北省經濟發展狀況以及該地區人民生活水平狀況，其變化與城鎮居民人均可支配收入、第三產業增加值、公路貨物周轉量、工業產值占國內生產總值比重等指標的提高有關。人均GDP得分由1989年的0增加到2012年的1，城鎮居民人均可支配收入從1989年的0增加到2012年的1，第三產業增加值比重從1989年的0增加到2012年的0.6789，公路貨運周轉量從1989年的0.0025到2012年的1，工業產值占國內生產總值比重從1989年的0.4284到2012年的0.5293。表明湖北省城鎮化經濟子系統發展較為迅速，但工業產值占GDP比重較低。
4.3 社會子系統
運用EViews6.0，計算得到如下方程式：
其中y指湖北省城鎮化綜合水平；分別表示城鎮人均居住面積、工業固體廢物綜合利用率、每萬人擁有公交車輛、人均擁有道路面積、千人醫生數、人均綠地面積、公共圖書館藏書量。
由方程4.3可知，當其他條件不變時，當城鎮人均居住面積增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平將增加0.2878個單位；同理，當工業固體廢物綜合利用率增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.0935個單位；當每萬人擁有公交車輛增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.0580個單位；當人均擁有道路面積增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將減少0.0403個單位；當千人醫生數增加1單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.1806個單位；當人均綠地面積增加1單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.0269個單位；當公共圖書館藏書量增加1個單位時，湖北省城鎮化綜合水平也將增加0.2680個單位。為此，我們可以看出，城鎮人均居住面積、人均綠地面、公共圖書館藏書量對湖北省城鎮化綜合水平的影響系數較大。
由圖4.3可以看出在湖北省城鎮化和社會發展指標變動趨勢圖中除人均擁有道路面積、每萬人擁有公交車輛、千人醫生數、人均綠地面積有所顯著放緩之外，其他指標均顯著增加。城鎮人居居住面積從1990年的0.0262增加到2012年的1.0000，工業固體廢物綜合利用率從1989年的0.0079增加到2012年的0.7722，每萬人擁有公交車輛從1990年的0.0303增加到2012年的0.9091，人均擁有道路面積從1990年的0.0308增加到2012年的1.0000，千人醫生數從1989年的0.5882增加到2012年的1.0000，人均綠地面積從1989年的0.7966增加到2012年的1.0000，公共圖書館藏書量從1990年的0.0219增加到2012年的1.0000。表明湖北省城鎮化社會子系統發展較為迅速。
5對策建議
第一，促進各類型城鎮有機分布，推動人口城鎮化。城市群內的各類中小城市與小城鎮，生產生活成本相對較低，功能獨特而互補，方便企業進行區域布局，同時能夠吸引大量生產業與勞動密集型企業就業、生活。大城市、中小城市與小城鎮通過便捷的交通線路予以連接，能夠充分發揮不同城市的優勢，成為具有活力的新型城市化地區，這為人口在城市群中的相對均衡化分布創造條件。
第二，發揮城市群經濟效應，提升全球競爭力。城市群的發展不是一味拼湊城市數目，盲目追求面積與人口規模擴張，而是要千方百計增強城市群的各種積極效應。只有這樣，它們才能成為經濟發展中最具活力和潛力的核心增長點，成為經濟全球化和經濟區域化的有機結合，成為國家參與全球競爭與國際分工的新型地域單元。否則，城市群就仍然停留在粗放式增長的狀態。
第三，加強城市間合作，治理面域性生態環境問題。所謂面域性生態環境問題，是指這類生態環境問題產生于一個或多個城鎮，并且影響到一個或多個城鎮。大江大河大湖的污染問題、城市群的空氣污染問題等等，都構成了面域性生態環境問題。面域性生態環境問題，必須在城鎮群范圍內進行治理，才能收到根本性的效果。
第四，推進城市群協調機制建設，提升區域創新能力。從國際經驗看，一些發達國家都通過探索城市群的不同治理模式，來推動城市群協調能力建設，發揮城市群的積極作用。我國的城市群的發展剛剛起步，依托于不同行政級別的市、縣、區、小城鎮，城市群之間的行政協調色彩較濃。
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關鍵詞：城鎮化；實證分析；主成分分析；多元回歸分析；動力機制
中圖分類號：F293.1文獻標識碼：A文章編號：1672-3309（2008）01-0009-05收稿日期：2007-10-23
城鎮化是由于工業化引起的、伴隨著現代化發展過程而產生的一種在空間上、地域上人口由農村向城市的遷移過程，是農村經濟向城市經濟的轉變過程。城鎮化水平滯后于工業化水平是我國現階段普遍存在的現象。推進城鎮化進程，是使我國逐步擺脫不發達狀態，實現現代化歷史任務的目標和手段的統一。進入21世紀，我國城鎮化進入加速階段，協調和管理好城鎮化這一巨大的經濟社會結構變革，是我國現代化建設的重要任務。
作為西南地區和長江上游最大的經濟中心城市和內陸直轄市，重慶市在我國新時期經濟結構調整、國民經濟協調發展和社會全面進步過程中具有舉足輕重的地位。研究城鎮化一般理論，揭示城鎮化一般規律，對于帶動重慶產業結構轉換和生產力布局調整，促進重慶市大城市帶大農村戰略的實施，推進西部大開發的順利進行具有極其重要的意義。本文利用橫截面數據對重慶市的城鎮化動力機制進行了研究。
一、重慶市城鎮化水平分析
（一）重慶市內部城鎮化水平比較
我們把重慶市劃分為都市發達經濟圈、渝西經濟走廊和三峽庫區生態經濟區。對各個區域2006年城鎮化水平進行比較，如表1所示。
由表1中的數據我們可以得出重慶市城鎮化的兩個特征：
第一，重慶市的城鎮化水平略高于全國水平。
第二，城鎮化水平的地區差異大。重慶市主城區城鎮化水平為86.8%，已經達到中等發達國家或一些發達國家的總體水平，是渝西經濟走廊的2.12倍，是三峽庫區的2.87倍；渝西經濟走廊城鎮化水平低于全國平均水平，三峽生態經濟區城鎮化水平更低。由此可見，重慶市城鎮化水平的區域發展十分不平衡。
（二）重慶市與其它三個直轄市的城鎮化水平比較
我們用2006年北京市、天津市和上海市3個直轄市的城鎮化水平與重慶市作比較，以此說明重慶市城鎮化水平在全國所處的地位。如表2所示。可以看出，重慶市的城鎮化水平比北京市、天津市和上海市落后幾倍，相差十分懸殊。
（三）重慶市與全國城鎮化水平的時間序列比較
我們將2002～2006年全國城鎮化水平和重慶市城鎮化水平進行比較，以此說明重慶市城鎮化所處的發展階段。
歷史數據顯示，全國城鎮化率大約以平均每年1.2個百分點的速度提高，重慶市城鎮化率大約以平均每年2.6個百分點的速度提高，并且以2004年為分界點，重慶市城鎮化率首次超過了全國平均水平。根據城市化過程的階段性規律，城市化過程可以被劃分為初始、加速和終極3個階段，按照美國城市地理學家諾瑟姆（Ray. M. Northam）的“S”形曲線理論，當城市化水平低于30%，屬緩慢發展階段；城市化水平為30%~70%屬加速發展階段；城市化水平高于70%，城鎮化進程開始放緩，屬穩定發展階段。特別是在加速階段，隨著現代工業基礎的逐步建立，經濟得到相當程度的發展，工業規模和發展速度明顯加快，城市的就業崗位增多，城市對農村人口的拉力增大，而農村生產率也得到相應提高，使得更多的勞動力從土地上解放出來；同時，由于醫療條件的逐步改善，人口增長進入了高出生率、低死亡率的快速增長階段，農村的人口壓力增強，鄉村的推力明顯加大。在這種條件下，農村人口向城市集中的速度明顯加快，城市化進入加速發展階段，城市化水平可以在相對較短的時間里從20%-30%達到60%-70%。由此，從表3可以發現重慶市城鎮化處于加速階段，并且在2004年前后開始進入了加速階段的中期；全國總體城鎮化水平到2006年前后才開始進入加速階段的中期；重慶市城鎮化的發展水平略超前于全國總體水平。
二、重慶市城鎮化動力機制實證分析
這里首先通過主成分分析法分析重慶市城鎮化的動力機制，再通過相關分析對動力要素水平之間的相關性進行論證。
（一）指標體系
首先要對各區縣城鎮化水平的差異進行準確的描述，必須構建區縣城鎮化評估指標體系。在各具體指標的設置上，遵循全面性、代表性、可得性、簡潔性、整合性原則。經專家調查篩選，考慮以下9項指標：X1人均GDP（元），X2人均獲得固定資產投資（元），X3農村居民人均純收入（元），X4第一產業占GDP比重（%），X5第一產業勞動力的比重（%），X6第二產業占GDP比重（%），X7第二產業勞動力的比重（%），X8第三產業占GDP比重（%），X9第三產業勞動力的比重（%）。
然后，根據2006年《重慶市統計年鑒》的數據資料計算得到區縣各項指標，應用統計分析軟件SPSS 13.0由相關陣出發進行主成分分析（限于篇幅，數據和分析過程從略）。
分析結果表明：除從指標X2中萃取的信息有所欠缺外，其余8個變量的信息都萃取得比較充分。第一個主成分的特征值為5.949,它解釋了總變異的66.096%；第二個主成分特征值為2.007，解釋了總變異的22.296%；第一、二主成分的累計貢獻率達到88.393%，是較為滿意的結果，因此應取兩個主成分。其它的特征值都遠小于1，說明其余主成分的解釋力度都不夠。從因子負荷矩陣（主成分提取結果表）中可以看出，第一主成分主要反映了人均GDP，人均獲得固定資產投資，農民人均純收入，第二產業占GDP比重和第二產業勞動力比重，第三產業勞動力比重；第二主成分主要反映了第三產業占GDP比重和第三產業勞動力比重。上述分析表明，影響重慶市城鎮化水平高低的關鍵要素主要是第二產業，而第三產業將是城鎮化后續動力。并且，從第一個特征向量對應于X6（第二產業占GDP比重）和X8（第三產業占GDP比重）的分量值在一定程度上偏小可以看出，重慶市第二產業和第三產業GDP對重慶市城鎮化的貢獻還不夠，對城鎮化進程存在一定的制約。
（二）相關分析
將重慶市40個區縣的城鎮化率以及動力要素水平綜合得分從高到低進行排序，見上表。根據相關系數公式：
（三）多元回歸分析
為了進一步分析和揭示影響重慶市城鎮化水平的因素，有必要對指標進一步篩選，進而利用篩選后的指標體系建立多元回歸模型。經過對模型進行多次改進，最終保留X2、X7、X8作為解釋變量，建立回歸模型：Y=C0+C2lnX2+C7X7+C8X8，其中變量Y為各區縣城鎮化率（%），X2為人均獲得固定資產投資（元），X7為第二產業勞動力的比重（%），X8為第三產業占GDP比重（%）。利用EViews軟件進行回歸分析，最終結果如下：
決定系數R2=0.869830，調整后的決定系數為0.858982，說明了Z2、X7、X8解釋了Y的總離差的85.9%，回歸方程與樣本值的擬合較好。F=80.18700，在α=5%的顯著水平下通過檢驗，說明回歸方程顯著。在α=5%的顯著水平下，Z2、X7、X8的回歸系數顯著，通過了t檢驗。同時，模型的其它統計檢驗結果表明，不存在自相關，多重共線性和異方差。
（四）經濟意義
回歸方程表明：X2增加一倍，可拉動重慶市城鎮化率增長8.34個百分點，由于人均固定資產投資不太可能在短期中實現翻一番的目標，所以在短期中作用并不明顯，但在長期中對重慶市城鎮化水平的提高有著顯著的推動作用；X7增加一個百分點，可拉動重慶市城鎮化率增長1.32個百分點，作用非常明顯；X8增加一個百分點，可拉動重慶市城鎮化率增長0.92個百分點，作用較明顯。
以上回歸分析表明，較長一個時期內，人均固定資產投資的快速持續增長將是提高重慶市城鎮化水平的重要因素；另外，提高重慶市城鎮化水平的關鍵要素是第二產業，且第二產業勞動力比重的提高對重慶市城鎮化水平的提高具有至關重要的作用；第三產業是提高重慶市城鎮化水平的后續動力，且第三產業所占GDP比重的提高對重慶市城鎮化水平提高的拉動作用較明顯。總之，促進人均固定資產投資長期快速持續的增長、促進第二產業勞動力比重和第三產業所占GDP比重的增加是提高重慶市城鎮化水平的主要途徑。
三、主要結論
1.影響重慶市城鎮化水平高低的關鍵要素是第二產業，而第三產業將是城鎮化的后續動力。
2.第二產業和第三產業GDP對城鎮化的貢獻還不夠，對重慶市城鎮化進程存在一定的制約。
3．在長期中，人均固定資產投資的快速持續增長將是提高重慶市城鎮化水平的重要因素。
4．第二產業勞動力比重的提高對重慶市城鎮化水平的提高具有至關重要的作用。
5．第三產業所占GDP比重的提高對重慶市城鎮化水平提高的拉動作用較明顯。
6．提高第二產業和第三產業GDP對城鎮化的貢獻、促進人均固定資產投資在長期中快速持續的增長、促進第二產業勞動力比重和第三產業所占GDP比重的增加是提高重慶市城鎮化水平的主要途徑。
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關鍵詞：人口城鎮化水平；勞動生產率；生產總值
一、提出問題
一般認為，工業發展的拉力和農業發展推力是城鎮化的主要動力，城鎮化是在二者的雙重作用下完成的。拉力來自工業發展，從比較利益驅動的作用機制來看，隨著工業的持續發展，城鎮經濟發展水平不斷提高，城市鎮居民收入及消費水平不斷增長，相對農村落后狀況，對農村勞動力就形成了巨大吸引力。推力來自農業發展，農村勞動力日益增長，農業生產率的提高及農業機械的使用，農業部門對農村勞動力的需求量大幅度減少，造成眾多勞動力失業，導致有一定經濟水平的農村勞動力開始向城市轉移。因此，工業與農業發展是城鎮化的主要動力。城鎮化一直是三農研究中的重要問題，研究工業與農業發展對城鎮化影響的文章很多。夏春萍在《工業化、城鎮化與農業現代化的互動關系研究》指出城鎮化是伴隨工業化發展而產生并加速發展起來的，工業化發展能夠推動城鎮化進程。姜太碧在博士論文《城鎮化與農業可持續發展研究》中提出農業可持續發展有利于推進城鎮化進程，農業不可持續發展則阻礙城鎮化進程。已有的研究基本都承認了工業與農業發展對城鎮化的重要影響，本文在前人的研究基礎上，通過選擇合適的經濟變量，把工業與農業發展對城鎮化的影響進行量化，定量分析工業與農業發展對城鎮化的影響。
二、實證研究
城鎮化的程度通常用人口城鎮化水平來表示，用城鎮人口占全國人口的百分比來表示，反映了人口向城市聚集的過程和聚集程度。因此，本文選擇人口城鎮化水平為因變量。工業與農業發展在經濟運行中最重要的表現為生產總值增長與勞動生產率提高，因此本文主要研究工業與農業的生產總值與勞動生產率對人口城鎮化水平的影響。本文通過實證研究主要回答以下兩個問題：第一，工業與農業生產總值增長對人口城鎮化水平的影響；第二，工業與農業勞動生產率提高對人口城鎮化水平的影響。
（一）樣本數據
本文使用的樣本數據為年度數據，樣本期間為1987—2008年，樣本容量為32。
（二）基本研究變量
（三）工業與農業發展對人口城鎮化水平的影響
1．工業與農業生產總值對人口城鎮化水平的影響。本文選用工業與農業生產總值代表工業與農業發展的總體情況。由于工業與農業生產總值的單位為億元，人口城鎮化水平為百分比。為了減小單位不統一的影響以及消除異方差，本文對因變量與自變量都取自然對數。根據雙對數模型的性質，自變量的系數為自變量對因變量的彈性系數。
lnulet = -1.1864lnagdpt + 1.0374lnigdpt（方程1）
（-22.0197） （19.9868）
R2=0.9095 R2=0.9050 DW=1.2156 AIC=-2.5944 SC=-2.4952
方程1的擬合優度為0.9095，說明方程的擬合程度良好。自變量都通過了系數的顯著性檢驗，為因變量的重要影響因素。根據估計系數的顯著性檢驗，農業生產總值的影響大于工業生產總值。由方程1可知，在其他解釋變量不變的條件下，如果工業生產總值單獨增加1個單位，那么人口城鎮化水平提高1.0374%；如果農業生產總值單獨增加1個單位，那么人口城鎮化水平降低1.1864 %。
2．工農業總產值之比對人口城鎮化水平的影響。城鎮化的主要動力來自工業的拉力與農業的推力，因此研究城鎮化的動力不能單獨地考慮工業總產值或者農業總產值，而是要考慮兩者的比例關系。因此，本文分析工農業生產總值之比對城鎮化水平的影響。
ulet = 0.1033 + 0.1594riat（方程2）
（9.6047）（22.8544）
R2=0.9631R2=0.9613DW=0.9788AIC=-5.6311SC=-5.5319
方程2的擬合優度為0.9631，說明自變量很好地解釋了因變量的變動。根據系數的顯著性檢驗，工農業總產值之比是人口城鎮化水平的重要影響因素。由方程2可知，在其他解釋變量不變的條件下，如果riat增加1%，那么ulet增加0.1594%。
（四）工業與農業勞動生產率對人口城鎮化水平的影響
勞動生產率直接反映了生產水平，決定了生產活動對勞動力的需求。如果工業勞動生產率提高，則工業生產對勞動力的需求就會減少，即城鎮就業機會減少，從而減小工業發展對城鎮化的拉力；如果農業勞動生產率提高，則農業生產對勞動力的需求就會減少，從而增大農業發展對城鎮化的推力。因此，工業與農業勞動生產率是人口城鎮化水平的重要影響因素。勞動生產率可以用單位勞動者在單位時間內生產產品的價值量來表示，單位時間內生產的價值量越多，勞動生產率就越高。本文取單位時間為一年。同時，本文假設農業與工業為兩個生產部門，城鎮人口從事工業生產，農村人口從事農業生產。因此，工業勞動生產率用城鎮人口平均工業產值代表；農業勞動生產率用農村人口平均農林牧漁產值代表。由于工業與農業勞動生產率的單位為元/人，人口城鎮化水平為百分比。為了減小單位不統一的影響以及消除異方差，本文對因變量與自變量都取自然對數。
lnulet = 2.1879lnpat - 2.0553lnpit （方程3）
（9.5221） （-10.1250）
R2=0.6270R2=0.6083DW=1.0188 AIC=-1.1776 SC=-1.0785
方程3的擬合優度為0.6270，說明自變量解釋了因變量變動的62.7%。自變量都通過了系數的顯著性檢驗，為因變量的重要影響因素。根據T檢驗值，工業勞動生產率的影響大于農業勞動生產率。由方程可知，在其他解釋變量不變的條件下，如果農業勞動生產率單獨增加1個單位，那么人口城鎮化水平提高2.1879%；如果工業勞動生產率單獨增加1個單位，那么人口城鎮化水平降低2.0553 %。
三、實證結果分析
（一）工業與農業發展對人口城鎮化水平的影響
1．工業與農業生產總值對人口城鎮化水平的影響。工業與農業生產總值的彈性系數符號符合理論預期。工業生產總值的彈性系數為正，是由于在其他條件不變的情況下，工業生產總值增加必然需要更多的勞動力，導致工業對城鎮化的拉力增大；農業生產總值的彈性系數為負，是由于在其他條件不變的情況下，農業生產總值增加必然需要更多的勞動力，導致農業對城鎮化的推力減小。農業生產總值的影響大于工業生產總值，說明農業發展的推力大于工業發展的拉力。
2．工農業總產值之比對人口城鎮化水平的影響。工農業總產值之比的彈性系數符號為正，符合理論預期。方程2與方程1的結論是一致的，在其他條件不變的情況下，工業生產總值增加，引起工農業總產值之比提高，導致人口城鎮化水平提高；農業生產總值增加，引起工農業總產值之比降低，導致人口城鎮化水平降低。但是，方程2沒有使用雙對數模型，更直接地反映人口城鎮化水平的變化情況。
（二）工業與農業勞動生產率對人口城鎮化水平的影響
1．方程3中的工業勞動生產率的彈性系數符號為負，正好與方程1中的工業生產總值的彈性系數相反。但是，兩者都是符合理論預期的。討論工業勞動生產率的彈性系數的時候是在工業生產總值不變的條件下，此時工業勞動生產率提高，必然會帶來工業對勞動力需求的減少，導致工業對城鎮化的拉力減小。因此，工業勞動生產率的彈性系數符號為負。
2．方程3中的農業勞動生產率的彈性系數符號為正，正好與方程1中的農業生產總值的彈性系數相反。但是，兩者都是符合理論預期的。討論農業勞動生產率的彈性系數的時候是在農業生產總值不變的條件下，此時農業勞動生產率提高，必然會帶來農業對勞動力需求的減少，導致農業對城鎮化的推力增大。因此，農業勞動生產率的彈性系數符號為正。
四、政策建議
1.把工農業總產值之比作為推進城鎮化的重要參考指標。城鎮化是一項復雜的、長期的系統工程，不僅對農業生產產生巨大影響，而且也影響著工業的發展。不論從理論分析來看，還是從實證研究來看，工農業總產值之比都是人口城鎮化水平的重要影響因素，反映了工業與農業經濟增長能夠承載的城鎮化水平。因此，在推進城鎮化時應該把工農業總產值之比作為重要參考指標，判斷城鎮化水平是否與工農業經濟增長相適應。
2.大力提高農業勞動生產率是推進城鎮化的有效途徑。從方程1可知，在勞動生產率不變的條件下，城鎮化由于減少農業勞動力，會阻礙農業的經濟增長。因此，既保障農業經濟增長，又能夠推進城鎮化的途徑就是提高農業勞動生產率。方程3也證明了此觀點，農業勞動生產率系數符號為正，農業勞動生產率與城鎮化水平呈正相關。3.促進工業經濟增長是推進城鎮化的有效途徑。從方程1可知，在勞動生產率不變的條件下，工業總產值增加需要更多的勞動力，即提高更多的城鎮就業崗位，推進城鎮化水平的提高。
4.發展勞動密集型行業是推進城鎮化的有效途徑。從方程3可知，在其他條件不變的情況下，工業勞動生產率與城鎮化水平成負相關。因此，工業發展中應該重視勞動密集型行業的發展，既提高生產總值，又增加就業機會，積極有效地推進城鎮化。
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關鍵詞：城鎮化 影響因素 空間面板模型 溢出效應
引言
隨著中國經濟快速增長，目前城鎮化已經是中國正在經歷的一個最重要的結構性變化。“十五”規劃中首次提出城鎮化這一詞，此后黨的十六大到十的政治報告中都有提及城鎮化，十明確提出要工業化、信息化、城鎮化、農業現代化良性互動、同步發展。在《國務院關于城鎮化建設工作情況的報告》中首次明確城鎮化路徑，小城市將全面放開落戶限制，可見，針對如何合理推進中國的城鎮化進程的研究已是相當緊迫。
近年來，已有大量文獻在對中國城鎮化方面進行了研究，包括城鎮化的歷史、現狀、特點以及影響因素等進行理論研究與實證分析，并取得了豐碩的成果。其中蔣偉（2009）利用2005 年的數據對中國省域城市化水平影響因素進行了實證分析，得出區域城市化之間存在相關，即城市化水平的提高將通過空間溢出促進周邊地區的城市化發展，第三產業的發展是影響地區城市化水平的主要因素。秦佳（2013）利用六普的數據實證了人口城鎮化水平空間差異的影響因素，并提出第三產業就業水平的提升對中西部地區人口城鎮化的促進作用大于其在東部的作用。上述文獻，是以截面數據為研究對象，分別分析各變量對城鎮化的影響。姜磊（2011）研究了城市化進程與城鄉收入差距的影響路徑識別，實證結果表明：城市化進程對縮減城鄉收入差距的作用是積極影響和消極影響并存，關鍵取決于城市化進程的政策路徑選擇；省際間存在空間溢出效應的城市化進程。該文主要是針對城市化進程與城鄉收入差距的影響研究，而較少考慮其他因素對城市化進程的影響。
本文主要是研究中國在城鎮化水平上是否存在顯著的空間相關性，及影響城鎮化水平的因素是什么？相鄰區域的城鎮化水平對本地區的擴散程度是多大？以及鄰近地區的影響因素對本地區的城鎮化水平是否存在溢出效應？溢出效應多大？本文的創新之處在于利用面板模型與空間面板模型進行對比，實證了空間面板模型的優勢以及確定影響城鎮化水平的因素，并計算出各自的溢出效應。
研究方法
（一）Moran's I指數
在空間統計學中常常使用空間自相關指數Moran's I指數來檢驗變量是否存在空間相關性，因此本文利用Moran's I指數研究人口城鎮化的全局空間相關性。Moran's I指數定義為：
（1）
當Moran’s I指數為正時，表明存在明顯的正空間自相關，也就是說相似的觀測值（高值或低值）趨于空間集聚，表明不同地區數據在空間上有相似的屬性；當Moran’s I指數為負時，表明存在負的空間自相關，相似的觀測值趨于分散分布，表明不同地區數據在空間上有不相似的屬性；當Moran’s I指數為零時，觀測值呈現獨立地隨機分布。Moran’s I指數絕對值反映了空間相關程度的大小，絕對值越大，空間相關程度越大，反之亦然。
（二）空間面板模型和模型選擇
近年來，隨著空間面板計量模型的設定和估計的方法逐漸完善，空間面板計量模型被越來越廣泛的用于分析空間和區域問題。空間面板模型可以依滯后項存在于因變量和誤差項中分為兩類：空間滯后模型和空間誤差模型，又依據樣本個體之間的差異存在是確定的和隨機性，有分為固定效應和隨機效應。
空間滯后模型固定效應的基本結構如下：
（2）
空間誤差面板固定效應模型 ：
（3）
（4）
ρ是度量相鄰地區綜合城鎮化水平對本地區城鎮化水平的影響程度。空間誤差系數 λ 則反映了鄰近地區城鎮化水平的誤差沖擊之和對本地區城鎮化水平的影響程度。空間滯后模型和空間誤差模型是空間依賴性的不同體現。
在模型包含空間滯后誤差項的情況下， 最小二乘法不適合用來估計空間計量經濟模型，因為OLS估計量不再有效。所以，一般使用極大似然法（ML）來估計空間計量經濟模型。Elhorst給出了Matlab軟件包，給出了一般空間面板模型的極大似然估計（MLE）函數。
（三）直接影響與溢出效應
LeSage和Pace（2009）提出采用求解偏微分的方法來解釋不同模型在設定情況下變量的變化所產生的沖擊，為檢驗空間溢出效應提供了有效的基礎。SLM模型可以被改寫為如下矩陣形式 ：
（5）
其中，Y關于第1至第N個區域的內生變量X中第k個變量的偏微分矩陣較為容易獲得：
（6）
其中， LeSage和Pace將上式最右端矩陣的對角線元素的均值定義直接影響，而每行或者列中非對角元素之和的均值定義為間接影響，也被稱為溢出效應。
實證分析及估計結果
（一）指標選擇和數據來源
段瑞君和安虎森（2009）運用向量自回歸模型實證了城市化與經濟增長的相互關系。郭軍華（2009）運用面板協整檢驗實證了我國東、中、西部城市化與城鄉收入差距之間具有長期均衡關系。江易華（2012）利用2009年統計年鑒數據對縣域人口城鎮化的影響因素進行分析，實證了生產總值、農林牧漁業人員、城鄉收入比和人口發展功能區劃是影響縣域人口城鎮化的主要因素。蔣偉（2009）將各省的人均 GDP、第二產業產值占 GDP 的比重、第三產業產值占 GDP 的比重、文盲半文盲占 15 歲及以上人口的比重、按美元與人民幣中間價折算的進出口總額占 GDP 的比重、城鄉收入差距等因素對城鎮化的影響進行研究。秦佳和李建民（2013）利用空間模型實證了地區之間土地城鎮化水平、第二三產業就業水平和產值水平，以及人均 GDP 的差距是造成人口城鎮化平空間差異的主要原因。
根據以往文獻對城鎮化影響因素的分析以及數據的可得性。本文研究文盲率、城鄉收入差距、第二產業產值比、第三產業產值比、人均財政預算支出、人均進出口額、人均地區生產總值對人口城鎮化率的影響。
本文對所有數據取對數，是為數據之間的可比性和減少異方差，其中Y表示城鎮化率，國內學者已基本達成對人口城鎮化率指標的共識，即采用各地區非農人口數比各地區總人口數， I表示文盲率，即文盲半文盲占15歲及以上人口比例，Ur表示城鄉收入差距，各地區城鎮居民平均每人可支配收入比各地區農村居民平均每人純收入，S表示第二產業產值比，即第二產業產值占生產總產值的比重，T表示第三產業產值比，即第三產業產值占生產總產值的比重，D人均財政預算支出，各地區一般財政預算支出比上各地區人口數， Exit人均進出口額，即各地區按經營單位所在地分商品進出口總額除以各地區人口數，Rgdp為人均地區生產總值。本文以中國31個省為研究對象，根據數據的可得性采用1998～2011年的年度數據，即進行實證分析的樣本數據為1998～2011年中國31個省份的面板數據。數據來源于1999 ～2012年中國統計年鑒和1999～2006年中國人口統計年鑒，2007～2012年中國人口和就業統計年鑒。
（二）實證分析
空間自相關性檢驗。本文采用Rook鄰接矩陣，首先利用Anselin編寫的geoda軟件計算城鎮化率的全局自相關Moran's I指數值如圖1所示。其中Moran's I值在0.26～0.4的正值區域內，且總體呈現遞增增長趨勢，各地區城鎮化率有顯著的正向空間依賴性。從總體變動趨勢來看，中國各地區城鎮化率Moran's I值呈現遞增趨勢則說明空間集聚現象越來越穩定，空間依賴性在不斷增強，溢出效應在逐漸增大。
全局空間 Moran's I指數描述我國區域城鎮化率的總體空間自相關模式，但不能確定各地區具體的空間依賴情況，局部Moran散點圖可以為分析具體各地區城鎮化率聚集情況提供信息。其中局部Moran's I指數如圖2。
在Moran's 散點圖中第一象限（HH）主要是東部沿海以及華北地區，包括上海、浙江、福建、江蘇、北京、天津及東北三省等地，表示這些省份及其周圍省份都有較高的城鎮化率，及其地區城鎮化率之間差異不大，存在較強的正空間自相關性。第二象限（LH）主要是河北、海南、安徽、江西四省，其中河北周邊有高城鎮化率的北京、天津等地，這些地區在高城鎮化率區域范圍內，如果充分利用周圍的高城鎮化率地區的擴散效應，這些地區也會在城鎮化率水平上得到較好的提高。因此，這一象限成為過渡區。第三象限（LL）主要是西部地區，以及部分中南省份，這些區域是連同周圍地區都是低城鎮化率城市，例如，四川、貴州等高原地區，另外，經濟的發展水平也是一個很重要的因素，這些區域普遍表現為不發達省份。第四象限（HL）是廣東、內蒙古和重慶，這些省份應該發揮典范作用，帶領周圍區域共同發展，從而形成相輔相成的良性發展模式。
模型估計結果。空間相關分析Moran's I指數定量證明了各地區城鎮化率之間存在顯著的空間相關性，因此有必要采用空間面板回歸模型來描述城鎮化率的影響因素及其影響因素之間的關系。本文根據理論分析選擇空間面板滯后模型固定效應模型，因為根據固定效應與隨機效應的選擇理論，隨機效應主要是以樣本為估計母體的。本文分別對面板數據的OLS估計以及空間面板滯后模型對無固定效應、地區固定效應、時間固定效應和地區與時間固定效應這四種情況分別進行估計進行對比。采用 Matlab2010B 軟件和Elhorst、LeSage等人編寫的Spatial econometric 模塊，計算結果如表1所示。表2為模型的LM檢驗結果。表3為各內生變量的直接影響和溢出效應檢驗。
從R2、σ2、LogL等統計量綜合來看，空間面板滯后模型比普通模型效果更好，其中地區固定效應模型R2比普通面板模型R2高出10%以上，故認為區域城鎮化率模型中存在空間效應。然而，在模型中從統計量來看地區和時間固定效應模型是具有最好的擬合度，但是從模型參數估計的結果看，該模型存在部分變量的不顯著性。綜合比較之后，筆者認為時間固定效應模型能更貼切地描述我國各地區城鎮化率的影響因素以及相互之間的關系，在時間固定效應模型中參數大多數都通過了1%顯著性水平檢驗，同時綜合統計量指標也相對較合理，故本文將選擇時間固定效應空間面板滯后模型進行分析。
在空間面板滯后地區固定效應模型中，空間相關系數ρ表示與該地區相連接的省份在城鎮化率水平對本地區的綜合影響為0.15，該值通過了 1%的顯著性水平檢驗，因此可以充分地證明各地區城鎮化率之間存在顯著的正向空間效應，即在某種程度上本地區的城鎮化率是依賴于相近地區的城鎮化率對其的影響，因此，在面板模型中將空間影響因素考慮進來研究中國地區城鎮化更為合理。
通過表1到表3的估計結果，本文可得到以下結論：
首先，城鎮化率與文盲率之間存在顯著的負相關關系，即各地區的文盲率越高，相對應的城鎮化水平則會越低。城鄉收入差距與城鎮化率是存在系數為-0.423的顯著性負相關的，城鄉收入差距對城鎮化的影響是最大的。即減少城鎮收入差距可以最有效促進我國城鎮化水平的提高。這與蔣偉（2009）研究結論是一致的。此外，人均進出口額與城鎮化水平之間也存在負的相關性的，但是影響程度不大，這與秦佳（2013）和蔣偉（2009）的研究結果均不一樣。筆者認為可能是樣本差異，蔣偉和秦佳都是以截面數據來做分析，沒有考慮時間因素的影響，本文使用空間面板模型來分析變量之間的關系。
其次，第三產業產值占總產值的比值對城鎮化率的影響是最大正向的。即在其他條件不變的情況下，第三產業產值占總產值的比值提高1%，則平均來說，城鎮化水平提高0.403%。與第二產業對城鎮化率的0.32%相比，第三產業對城鎮化率的促進作用遠遠高于第二產業的作用。加大服務業的發展是引領我國城鎮化水平進一步提升的關鍵因素。
最后，從各個變量的直接影響和溢出效應可以進一步了解不同變量對城鎮化影響因素的具體效應，結果發現，所有的解釋變量對城鎮化率都存在顯著的區域間的溢出效應，各個變量的溢出效應對城鎮化率的影響方向與直接影響是一致的。城鄉收入差距的溢出效應是最大的，也只是當相鄰地區的城鄉收入差距減少1%，本地的城鎮化率平均上升0.074%。即各變量對城鎮化率存在顯著的溢出效應。
結論及政策建議
本文得出結論：中國城鎮化率存在空間自相關性。同時各變量對城鎮化率均存在顯著的影響，同時實證也發現各變量對鄰近省域的城鎮化率存在具有顯著的溢出效應。由此本文提出以下建議：
第一，充分利用地理優勢。根據上文的分析，區域城鎮化率間存在空間相關性，空間相關系數為0.15以及各自變量對本地區城鎮化存在溢出效應。故應充分引導東部沿海發達地區的擴散效應，帶動周圍城市步入高城鎮化水平階段，同時也促進自己步入更好層次。
第二，降低文盲率縮小城鄉收入差距。教育水平的落后以及城鄉收入差距的擴大對城鎮化發展有著顯著的負面影響。增加各地區的受教育機會，特別應增加農村基礎教育的投入，降低文盲率，進而提高勞動力的文化素質。縮小城鄉收入差距是提高城鎮化水平最有效的途徑。可以通過以下方式縮小城鄉收入差距：合理定價農產品價格，減少中間各種費用；暢通農產品銷售渠道，提供供銷平臺；引導農產品的合理耕種，多種渠道提高農村居民的純收入，進而可以擴大居民對工業產品和服務的消費，從而推動城市化的發展。
第三，加大第三產業的發展。在影響省域城鎮化水平的諸多因素中，其中第三產業是推動城鎮化率水平提高的主要力量，第三產業的發展和城鎮化率水平的提高關系最密切。因此，在遵循市場經濟規律的前提下，進一步優化產業結構，發展第三產業，合理預算財政支出，進而促進城市化進程的良性可持續漸進式發展。
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[關鍵詞] 城鎮化；農村勞動力轉移；協調發展
[中圖分類號] F832.48[文獻標志碼] A文章編號：2095-2104（2012）
The Research of the Relationship of Urbanization and Rural Labor Transfer in Chongqing
Yang Zhan-he
(College of Construction Management and Real Estate, Chongqing University, Chongqing 400045）
Abstract: Through analysis of the relationship of urbanization level and rural labor transfer scale in Chongqing year by year, this article constructed a model, aiming to identify the harmonious relations between both. It concluded that: the improvement of urbanization level helps to promote the transfer of rural labor, but if we do not take measures actively to promote farmers' civilization, when urbanization reached 73.25%, the transfer scale of rural labor in Chongqing reached its limit size, then forming a vicious cycle. Finally, put up some thoughts and suggestions for the coordinated development of Chongqing urbanization and rural labor force transfer.
Key words: urbanization; rural labor transfer; coordinated development
1.宏觀背景綜述
十把城鎮化列為全民建設小康社會的目標之一，城鎮化面臨著重要的機遇期，是我國實現現代化過程的必然階段。近年來我國城鎮化進程飛速前進，但是在高速發展的同時也面臨著種種危機，怎樣妥善安置農村轉移的勞動力就是其中之一。重慶是我國西部地區唯一的直轄市，地域面積廣大，人口眾多，處理好城鎮化進程與農村勞動力轉移之間的關系，能夠吸引廣大的農村勞動力，能夠帶動重慶產業結構升級優化，能夠提高全民生活水準，能夠率先實現全民小康的宏偉目標。
2.重慶城鎮化與勞動力勞動力轉移規模分析
2.1模型建立
表1.1勞動力轉移規模與城鎮化率歷年數據（1998年—2011年）
Table1.1 The scale of Labor Transfer and the urbanization rate over the years
數據來源：重慶市統計年鑒（2012）
表1.1為重慶市城鎮化水平與勞動力轉移規模以及其他相關統計數據，根據最近幾年符合趨勢的數據，構建以下重慶市城鎮化水平與勞動力轉移規模模型：
其中，-勞動力轉移規模（萬人），-城鎮化水平（%）
進行Cubic擬合三次方程回歸分析，得到方程：
得系數R2=0.985，擬合優度相關系數R=0.992，表明該方程中的兩因素的相關性十分顯著,F值為358.627，p=0.000
2.2相關性模型分析
通過以上分析可知，城鎮化水平（X）與勞動力轉移規模(Y)函數對應關系為：
其函數曲線如圖1.1所示。
圖1.1城鎮化水平與農村勞動力轉移規模循環上升圖
Fig5.1 the scale of labor transfer and the level of urbanization circulate rising
現定義: ,則表示單位城鎮化水平的提高，對勞動力轉移規模需求的增加量； 則表示單位城鎮化水平的提高，對勞動力轉移規模變化量的增加量。
對進行求一次導：
=55.026-07512X
令=0,得出X =73.25，所以當前重慶各項指標維持現狀的情況下，城鎮化水平達到73.25%，城鎮地區對農村轉移勞動力的容納限度將達到極限值。故在達到73.25%之前，始終大于0，如果不能采取足夠有效的措施來保證農村勞動力積極的市民化，那么新增的農村勞動力將不能被城鎮所接收，城鎮化進程將進入停滯狀態，這里把該城鎮化水平看為危險城鎮化率。
對進行求二次導：
結果分析：
1、>0表明，重慶市城鎮化水平單位增長對農村勞動力需求越來越多，同時單位規模的農村勞動力轉移對重慶市城鎮化發展的推動力越來越明顯。通過勞動力的大規模轉移能夠有效的加快城鎮化進程，通過加速城鎮化基礎可以吸納更改的農村勞動力，兩者相互促進，螺旋上升。,但城鎮化化率在達到73.25%時，城鎮化發展停滯，遠沒有達到發達國家和地區80%以上的城鎮化水平。重慶市由于經濟發展水平、城鎮基礎設施建設不足、產業結構不完善等原因，導致城鎮吸納農村轉移勞動力的能力嚴重不足。
2、
城鎮化發展停滯，大量的農村人口沒有合理轉移，農民的收入水平難以提高，導致農村無法投入足夠財力來發展教育，使農村居民的整體素質低，農業現代化技術的推廣速度慢，農村人口的經營管理較差，市場意識較薄弱不能適應和參與市場的經濟活動，廣大農民沒有參與農業管理的教育和培訓，缺乏市場經濟和農業相關產業的管理知識，難以適應時代需求和參與國際競爭。因此，形成了一個惡性循環：城鎮化發展停滯—>農村勞動力轉移受限—>城鎮化發展停滯。
3建議
3.1擴大農業科技投入
根據測算，2004年重慶地區農業剩余勞動力為30.07萬，2011年農村剩余勞動力增至119.67萬人，大規模的農業剩余勞動力在生產過程中確沒有生產出任何農業產值，是人力資源的極大的浪費，所以，重慶農業現代化水平偏低，農業生產所投入的農業科技較少，農業科技投入亟待加強。科學技術是第一生產力，利用科技的力量來推動農業生產效率的提高是再好不過的選擇。針對重慶市實際，應大力推進機械化運作、增加農業科技投入，在政策上對購買農用機械的給予一定的補償，以提高農民的生產積極性。
3.3增加鄉村基礎設施建設投入
重慶多山，鄉村所處地域的基礎設施建設普遍比較落后，盡快改變農村基礎設施滯后的狀況，是廣大農民的迫切要求，既是建設社會主義新農村的重要內容，也是統籌城鎮化進程和農村勞動力轉移的重要手段。加強農村基礎設施建設，應當在已有基礎上，繼續加大投資力度，擴大實施規模，充實建設內容。加快與重慶市經濟發展水平相適應的基礎設施建設，促使小城鎮發展進入良性循環。
3.4優化產業結構，形成經濟多極增長
產業結構是否合理決定了這個城市今后的發展潛力。不合理的產業結構在短期時間內雖然可以促進國民經濟的增長和解決農村勞動力和城市勞動力的就業問題，但是從長期來看，其對資源的消耗過大，難免將來會面臨各種資源的短缺問題；從全球化的視角來看，重慶產業處于全球產品價值鏈的末端，表現為裝配環節（勞動密集型）和非核心技術（低附加值）,與國內其他地區的產業過于相似，導致競爭激烈，利潤下降，生存條件惡化，積極優化產業結構，推進勞動密集型產業發展，大力發展第三產業，世界發達國家和地區第三產業對就業的貢獻率高達75%以上，依靠第三產業來促進就業是經濟和社會發展到一定階段時的必然選擇。
3.5 完善社會保障制度
城鄉二元的戶籍制度衍生了城鄉社會保障制度巨大差異，農村勞動力從農村轉移到城鎮，從本質上已經完全脫離了農業生產，從事非農產業，但是確因為不是城鎮居民而享受不到城市的優厚社會保障。因此應該統籌城鄉協調發展，擴大社會保障所覆蓋的區域，對在城鎮工作的農村勞動力提供社會保障，使農村勞動力能更好的融入城鎮，增加城鎮地區對農村勞動力的吸引力，實現農村勞動力的徹底城鎮化。
參考文獻：
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[3]重慶統計局．重慶統計年鑒2007[M]．北京：中國統計出版社
[作者簡介]
[關鍵詞] 城鎮化 房地產價格 線性回歸模型
一、引 言
城鎮化是農村人口不斷向城鎮轉移,第二、三產業不斷向城鎮聚集,從而使城鎮數量不斷增加,城鎮規模不斷擴大的歷史過程。堅持走中國特色城鎮化道路是今年中國政府工作報告提出的2010年的主要任務之一。中國城鎮化水平已從1997年的31.91%提高到2009年的46.60%(見表),擁有6.22億城鎮人口。中國城鎮化水平增長率每年保持在1.5%左右,預計到2020年,城鎮化水平將為60.57%,達到中等發達國家水平。伴隨著快速的城鎮化進程,影響中國千家萬戶安居樂業的房地產價格亦呈不斷上漲之勢,1997――2009的12年時間里,年均房地產價格增長率為8.19%(見表),大大超過同期城鎮居民可支配收入的增長率。快速上漲的房價導致部分城鎮家庭購房困難,這種現象引起了社會各界的普遍關注和憂慮。住房問題不僅是一個經濟問題,而且是一個社會問題。有效控制房價,成為當前政府和學者們關注的中心問題。引起房價上漲的原因很多,許多學者從各種角度進行了詳細的分析。本文將從城鎮化水平與房地產價格關系的角度,在考慮通貨膨脹的條件下分析房價上漲的原因。
表 中國城鎮化率(CSH)、房地產價格(HP)和居民消費價格指數(CPI)年度數據(1997年-2009年)
年份 CSH(%) HP(元) CPI(上年100) 年份 CSH(%) HP(元) CPI(上年100)
1997 31.91 1790 102.8 2004 42.76 2608 103.9
1998 33.35 1854 99.2 2005 42.99 2937 101.8
1999 34.78 1857 98.6 2006 43.90 3119 101.5
2000 36.22 1948 100.4 2007 44.90 3645 104.8
2001 37.66 2017 100.7 2008 45.68 3576 105.9
2002 39.09 2092 99.2 2009 46.60 4474 105.2
2003 40.53 2197 101.2
注:數據來源于《中國統計年鑒》,城鎮化率為城鎮人口與人口總數量之比;房地產價格為居民住宅價格
二、實證分析
本文選取1997年―2009年的年度數據,在考慮通貨膨脹的條件下,建立中國房地產價格與城鎮化水平的線性回歸模型,并對模型進行檢驗。由于住宅是人們的基本生活需要,在這里對房地產價格的討論主要限于居民住宅價格。
以HP、CSH和CPI分別表示房地產價格、城鎮化水平(城鎮化率)和通貨膨脹率,以房地產價格為被解釋變量,城鎮化水平和通貨膨脹率為解釋變量,建立的線性回歸模型可表示如下:
β0、β1和β2為方程的系數。其中,β1為變量CSH前的系數,表示考慮通脹因素下,城鎮化對房地產價格的影響,μi是隨機誤差項。
根據各年的《中國統計年鑒》數據,選取1997年至2009年的中國城鎮化水平和居民住宅價格分別作為城鎮化水平指標值和房地產價格指標值,居民消費價格指數作為通貨膨脹指標值,對其進行相關性分析、參數估計及模型檢驗。
1.相關性分析
根據表1提供的數據,應用Eviews6. 0對房地產價格HP、城鎮化水平CSH和通貨膨脹率CPI之間進行相關性分析,得到的相關系數為:
r(CSH,HP) =0.89954,r(CSH,CPI) =0.70828,r(HP,CPI) =0.80070
由以上的相關系數可以得出CSH、HP和CPI之間存在較強的相關性,城鎮化水平對房地產價格可能起著一定的推動作用,或者說城鎮化對房地產價格產生了一定的影響。為了明確通貨膨脹條件下,城鎮化對房地產價格的確切影響,下面對其進行參數估計及模型檢驗。
2.參數估計
利用統計軟件EViews6.0對HP、CSH和CPI作線性回歸分析,使用OLS法估計其參數,
參數估計的結果為:
(5262.573) (29.16496) (59.09296)
t=(-2.658568)(4.021031) (1.978626)
R2=0.862856F=31.45812DF=10
3.模型檢驗
所估計的參數,說明城鎮化水平每上升1%,可導致房地產價格上漲117.27元。可決系數R2為0.86286,修正的可決系數為0.835428,說明所建模型整體上對樣本數據擬合較好,即解釋變量“城鎮化水平CSH、通貨膨脹率CPI”對被解釋變量“房地產價格HP”的絕大部分差異做出了解釋。
對回歸系數的t檢驗:針對 由表2可知,估計的回歸系數的標準誤差和t值分別為: 的標準誤差和t值分別為: ; 的標準誤差和t值分別為: 。取α=0.05,查t分布表得自由度為n-3=13-3=10的臨界值。因為,所以不能拒絕 ;因為 ,所以應拒絕;因為,所以不能拒絕。這表明,城鎮化對房地產價格有顯著影響。
三、結論與政策建議
通過以上實證分析,本文得出以下結論:在考慮通貨膨脹的條件下,城鎮化對房地產價格有顯著影響,城鎮化水平每上升1%可導致房地產價格上漲117.27元。城鎮化是現代化的必由之路,而城鎮化將帶來房地產價格的上升。為此,中國應堅持走中國特色城鎮化道路,正確認識城鎮化的重要意義,科學合理地對城鎮化進程進行規劃和布局。只有一個合理穩定的城鎮化進程,才能夠帶來一個健康有序的房地產市場,才能夠保證居民的福利得到有效保證。同時積極采取有效措施,保證“居者有其屋”,如加大保障房、經濟適用房、限價房等保障性住房的足量供給,以解決廣大居民的實際問題;促進二手房市場的建設和進步,擴大住房供給的數量的質量,滿足居民居住需求。
參考文獻:
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[2] 陳石清 朱玉林:中國城市化水平與房地產價格的實證分析[J]. 經濟問題,2008年第1期
論文關鍵詞：新疆，城鎮化，工業化，超前性
邊疆城鎮具有促進邊疆地區經濟發展、鞏固邊疆地區民族關系、保障邊疆地區穩定、維護祖國領土統一的功能[1]。因此，邊疆城鎮發展水平是衡量邊疆治理有效性的重要指標，日益受到社會各方面的廣泛關注。新疆城鎮作為邊疆城鎮的重要組成部分，其發展水平直接影響到西北邊疆的發展和穩定論文開題報告范文。既有關于新疆城鎮發展水平的研究多是橫向分析工業化，考察新疆區域內外的城鎮發展差異，得出新疆城鎮化之后的結論[2]，縱向研究新疆城鎮發展水平的較少，特別是缺乏改革開放以來30年的動態考察。因此，通過對30年來新疆城鎮發展水平的動態考察分析新疆城鎮化的時空差異、演變趨勢和內在機理，更好地為“城鎮邊疆”的建設提供政策制定依據。
一、新疆城鎮化水平的測量（1978-2008）
研究區域城鎮化首先要解決兩個問題：城鎮化水平的測量和城鎮化水平的判定。城鎮化水平的測量即城鎮化水平百分點的年變化，通常使用城鎮人口所占總人口比重衡量。[3]
表1 新疆1978年-2008年城鎮化水平
1978年
1980年
1985年
1990年
1995年
1996年
1997年
1998年
1999年
26.07%
29.05%
42.78%
44.86%
49.51%
50.09%
50.1%
50.1%
52.34%
2000年
2001年
2002年
2003年
2004年
2005年
2006年
2007年
2008年
33.75%
33.75%
33.84%
34.39%
35.155
37.15%
37.94%
摘 要：城鎮信息化水平的度量包括兩個方面：一是信息化的宏觀度量，即對整個地區各城鎮的社會信息化發展水平的測度；二是信息
>> 社會信息化之信息資源測度指標構建及發展水平測度研究 四川省信息化水平測度及發展對策研究 河北省新型城鎮化水平測度指標體系及評價 河南省新型城鎮化發展水平的測度研究 海南省城鎮化水平測度及發展模式研究 廣西新型工業化水平測度研究 新型城鎮化發展水平綜合評價的實證研究 基于改進熵值法的發達地區新型城鎮化綜合水平測度 新型工業化、信息化、新型城鎮化、農業現代化互動耦合機理研究 新型城鎮化進程中的信息化理論體系研究 山東省信息化驅動新型城鎮化發展研究 制造業企業信息化水平測度研究的文獻計量分析 信息化：引領新型城鎮化 以信息化推動新型城鎮化建設 新型城鎮化離不開信息化 區域物流協同水平測度實證研究 新型城鎮化質量評價指標體系構建及實證研究 信息化發展水平的宏觀動力因素研究:理論和實證 山東省新型城鎮化測度與經濟發展關系研究 河北省新型城鎮化發展水平差異及對策研究 常見問題解答 當前所在位置：l.
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關鍵詞：城鎮化；居民消費；協整分析
中圖分類號：F12 文獻標識碼：A
原標題：我國城鎮化與居民消費增長關系研究
收錄日期：2013年9月22日
一、引言
長期以來，我國一直通過資金高投入、資源高消耗、環境高污染，實現了9.8%的經濟高增長，但消費率總體偏低。在這一背景下，中央提出了“要著力擴大國內需求，促進投資穩定增長和結構優化，要積極穩妥推進城鎮化，嚴格控制‘兩高’和產能過剩行業盲目擴張”，并強調“中國作為大國要立足內需，城鎮化就是最大的內需”。“城鎮化可以有效推動消費”成為共識，“通過推進新型城鎮化啟動國內需求”成為中國未來經濟增長的又一新引擎。但現實并非如此，1978～2011年我國城鎮化率由17.9%穩步提高至51.3%，我國居民消費率卻由1978年的48.79%回落至2011年的35.42%。我國城鎮化是否有效地促進了國內消費需求的增長？城鎮化促進國內消費需求增長的程度有多大？針對此類問題，有必要對我國現實情況進行研究，為我國城鎮化發展提供合理建議。
二、文獻綜述
近年來，我國學者關于城鎮化與消費需求關系的研究逐漸增多。胡日東等研究得出城鎮化發展對居民消費增長有促進作用，城鎮化發展對農村居民消費增長的累積效應大于對城鎮居民消費的累積效應。王翔指出，城市化的發展理論上能夠很好地促進消費增長，但我國存在著城市化驅動消費機理的現實悖論，原因在于城市化發展非均衡、二元社會保障結構、消費擠占和收入分配結構失衡。蔣南平等研究得出我國城鎮化發展對農村消費需求的增長具有正向推動作用。長期來看，城鎮化水平提高1個百分點，會使農村居民消費增長0.59%；短期來看，城鎮化水平提高1個百分點，會使農村居民消費增長0.3%。孫虹喬等運用我國2009年205個地級城市的截面數據，研究了我國城鎮化引致的農村收入、教育以及金融等因素的變化對農村居民消費的影響，得出城鎮化對我國農村居民的消費具有正向的促進作用，由城鎮化引致的農村收入、教育及金融等方面的改善對農村居民消費也呈現為正向影響。
三、實證分析
（一）數據與變量。本文數據來源于《中國統計年鑒2012》，樣本取1978～2011年年度數據。本文將城鎮化對城鎮居民和農村居民消費的影響分開研究，農村居民人均生活消費支出和城鎮居民人均消費支出為被解釋變量，分別記為U_consume、C_consume；解釋變量為城鎮化水平，記為City，采用城鎮人口占總人口的比重來衡量；在模型中加入居民收入水平作為控制變量，用農村居民家庭人均純收入和城鎮居民家庭人均可支配收入度量，分別記為U_income、C_income。用居民消費價格指數（1978=100）對農村、城鎮居民人均消費和收入水平進行平減，以消除物價變動的影響。為消除時間序列中存在的異方差現象，取上述變量的自然對數，分別用LU_consume、LC_consume、LCity、LU_income、LC_income表示。
（二）模型構建。時間序列的平穩性檢驗。為避免偽回歸，要進行協整檢驗，協整檢驗前要檢驗時間序列的平穩性即單整階數。本文用ADF檢驗法來檢驗時間序列的單整階數，經檢驗人均生活消費支出、居民收入水平和城鎮化水平時間序列LC_cosume、LU_consume、LC_income、LU_
income、LCity經過一階差分平穩，均為一階單整序列，變量之間可能存在協整關系。
時間序列的協整檢驗。采用Johansen協整中的跡統計量檢驗法來檢驗城鎮和農村人均生活消費支出、居民收入水平和城鎮化水平變量之間的協整關系，協整檢驗結果如表1所示。（表1）可以看出，城鎮居民人均消費支出、城鎮居民家庭人均可支配收入與城鎮化水平之間存在協整關系，且協整關系數為1；農村居民人均生活消費支出、農村居民家庭人均純收入與城鎮化水平之間存在協整關系，且協整關系數為1。
協整方程及檢驗。通過回歸，可得如下協整方程：
方程一：
LC_consume=0.4465+0.7232×LC_income+0.3746×LCity
（14.7746）*** （3.3612）***
Adjusted R2=0.9989 F=14354.54
D.W=1.6062 JB=1.8375（0.3990）
方程二：
LU_consume=0.2649+0.9404×LU_income-0.0378×LCity
（11.0331）*** （-0.2460）
Adjusted R2=0.9920 F=2059.07
D.W=1.4865 JB=1.4580（0.4824）
其中，括號內為t統計量；“***”表示在1%顯著性水平上通過檢驗。
從檢驗結果來看，模型擬合優度較好，D.W檢查表明不存在一階自相關，JB檢驗表明殘差序列服從正態分布，總體來看，兩個模型擬合效果較好。
實證分析結論：由方程一可以看出，我國城鎮居民消費支出與城鎮居民可支配收入及城鎮化水平之間呈現一種正相關關系，且城鎮居民可支配收入對城鎮居民消費支出的影響大于城鎮化水平對城鎮居民消費支出的影響。從模型估計來看，城鎮居民家庭可支配收入提高1個百分點，會使城鎮居民消費增長0.72%；城鎮化水平提高1個百分點，會使城鎮居民消費增長0.37%，這與胡日東等城鎮化發展對居民消費增長有促進作用的研究結論相一致。
由方程二可以看出，我國農村居民消費支出與農村居民純收入之間存在正相關關系，農村居民家庭純收入提高1個百分點，會使農村居民消費增長0.94%。我國農村居民消費支出與城鎮化水平之間存在弱的負相關關系，城鎮化水平提高1個百分點，會使農村居民消費減少0.038%，但這種負的影響不顯著，影響系數沒有通過顯著性檢驗。這與孫虹喬、朱琛等城鎮化對農村消費需求的增長沒有形成有效的正向拉動作用的研究結論基本一致。
綜合方程一、二可以看出，我國城鎮化發展對城鎮居民消費增長有正向的促進作用，但我國城鎮化發展對農村居民消費需求增長沒有形成有效的正向拉動作用。居民收入水平的增長對農村居民消費支出有較大的促進作用，而且居民收入水平對消費的影響農村地區大于城鎮地區。
四、政策建議
（一）摒棄片面的規模化擴張道路，實現以人為本的城鎮化發展。我國目前的城鎮化片面追求城鎮人口快速增長和城鎮化規模擴張，忽視了城鎮化發展的核心是“以人為本”。要實現內需總量擴大、居民消費增長和國內消費結構均衡的局面，必須走正確的城鎮化道路：一是城鎮化速度應保持在一個合理的水平，注重城鎮化對消費的拉動效應，為消費結構升級和消費結構調整創造條件；二是要走“以人為本”的城鎮化道路，把人的發展作為城鎮化的出發點和最終歸宿，城鎮化發展應真正實現農民分享城鎮化帶來的效益，從就業崗位、社會保障制度、公共服務水平等方面釋放進城居民消費需求，發揮城鎮化對消費的擴張作用。
（二）合理調整國民收入分配格局，提高中低收入居民收入水平，從而提高居民消費率。我國居民消費率偏低的一個根本原因在于收入分配結構不合理，導致居民收入分配差距逐漸擴大。因此，要推進收入分配制度改革，合理調整國民收入分配格局，加快提高中低收入居民收入水平，擴大中等收入群體規模和比重，同時從公共醫療、教育等方面減少城鄉低收入居民未來支出負擔，從而提高居民消費率。
（三）完善城鎮化拉動消費的基礎條件，挖掘城鎮化對消費需求的帶動效應。我國目前城鎮化過程中，進城農村人口并沒有真正轉化為市民，一方面由于戶籍限制無法享受社會保險等福利；另一方面城市生活和消費成本的上升形成了城市賺錢、農村消費的異地消費情況，這種人口城鎮化的提高根本無法推動消費。為了加強城鎮化對消費需求的帶動效應，一是必須推動城鎮建設與人口城鎮化相互促進、協調發展，實現農村人口有序進城的同時擴大就業、增加收入、轉變消費方式；二是必須消除城鄉戶籍差異，使進城農民工在勞動就業、工資待遇、子女教育、社會保障、公共醫療、住房等基本公共服務方面享有與城鎮居民相同的待遇，從而完善有利于城鎮化拉動消費的基礎條件。
主要參考文獻：
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