時間：2023-05-30 10:17:26
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創(chuàng)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(zhèn)化水平，希望這些內(nèi)容能成為您創(chuàng)作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化水平；影響因素；多元回歸分析
中圖分類號： F27
一、引言
城鎮(zhèn)化是指農(nóng)村人口轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)人口的過程，反映城鎮(zhèn)化水平高低的一個重要指標(biāo)為城鎮(zhèn)化率，即一個地區(qū)常住于城鎮(zhèn)的人口占該地區(qū)總?cè)丝诘谋壤３擎?zhèn)化不但具有聚集功能和規(guī)模效益，還能向周邊地區(qū)和廣大農(nóng)村地區(qū)進行輻射，帶動郊區(qū)、農(nóng)村一起發(fā)展。城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟發(fā)展的發(fā)動機，據(jù)國務(wù)院研究中心測算，城鎮(zhèn)化率每提高1%，可以替代出口10萬億元。按現(xiàn)有城鎮(zhèn)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(guī)模會維持20年。由此可見城鎮(zhèn)化在擴大投資、拉動內(nèi)需、解決就業(yè)等方面的重要作用。總理也指出，未來幾十年最大的發(fā)展?jié)摿κ浅擎?zhèn)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(zhèn)化率不斷提高，2011年，我國的城鎮(zhèn)化率為51.27%，但貴州的城鎮(zhèn)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(shù)第二。2008年6月，由國家統(tǒng)計局正式印發(fā)的《全面建設(shè)小康社會統(tǒng)計監(jiān)測方案》（國統(tǒng)字[2008]77號）中指出，在小康標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟發(fā)展指標(biāo)中城鎮(zhèn)化率不得低于60%。“十”報告提出要確保在2020年實現(xiàn)全面建成小康社會，所以貴州必須要加快城鎮(zhèn)化建設(shè)的步伐，才能在2020年實現(xiàn)全面同步小康社會。因此，本文將研究貴州城鎮(zhèn)化水平的影響因素，并提出加快貴州城鎮(zhèn)化建設(shè)的措施。
二、城鎮(zhèn)化水平影響因素
城鎮(zhèn)化是指農(nóng)村人口不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，第二、三產(chǎn)業(yè)不斷向城鎮(zhèn)聚集，從而使城鎮(zhèn)數(shù)量增加、規(guī)模擴大的一種歷史過程。城鎮(zhèn)化的過程本質(zhì)上是人的轉(zhuǎn)化，包括農(nóng)村人口向城市的遷移，農(nóng)村生活方式向城市生活方式的轉(zhuǎn)化等。城鎮(zhèn)化在國外也稱為“城市化”，但我國大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為中國的城市化與外國的城市化不同，必須注重發(fā)展小城鎮(zhèn)，為了顯示這種與外國的差別，很多中國學(xué)者主張使用“城鎮(zhèn)化”一詞，1991年辜勝阻在《非農(nóng)化與城鎮(zhèn)化研究》中使用并拓展了“城鎮(zhèn)化”的概念，并被廣泛采用。
關(guān)于城鎮(zhèn)化水平的影響因素，國內(nèi)外學(xué)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(jié)果也往往不同。本文主要從以下幾個方面來研究貴州城鎮(zhèn)化水平的影響因素。
（一）經(jīng)濟發(fā)展水平及其影響
趙金華等（2009）利用面板數(shù)據(jù)對我國各省（區(qū)）1990-2005年城鎮(zhèn)化水平影響因素進行實證分析，并認(rèn)為經(jīng)濟發(fā)展水平對城鎮(zhèn)化水平有顯著的正向影響，尤其是對城鎮(zhèn)化水平高的省 （區(qū)）影響更顯著[1]。蘇素、賀婭萍（2010）運用面板協(xié)整對城鎮(zhèn)化影響因素進行分析，得出經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化的規(guī)模效應(yīng)顯著為正[2]。因此，本文提出第一個研究假設(shè)H1：經(jīng)濟發(fā)展水平對貴州城鎮(zhèn)化水平有正向影響。
（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其影響
隨著第一產(chǎn)業(yè)比例下降，二、三產(chǎn)業(yè)比例上升，城鎮(zhèn)化水平就會相應(yīng)提高。張科舉、楊歡（2008）通過對2001-2005年各省數(shù)據(jù)的年度分析，定量分析結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尤其是第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對地區(qū)城鎮(zhèn)化差異的影響非常顯著[3]。蘇素、賀婭萍（2010）認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（農(nóng)業(yè)化率）與城鎮(zhèn)化率存在顯著的負(fù)相關(guān)，隨著農(nóng)業(yè)化率的降低，城鎮(zhèn)化率呈現(xiàn)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(zhèn)化水平影響因素的空間差異，結(jié)果表明第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重和第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重都是城鎮(zhèn)化率的影響因子[4]。因此，本文提出第二個研究假設(shè)H2：非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占GDP比重對貴州城鎮(zhèn)化水平有正向影響。
（三）就業(yè)結(jié)構(gòu)及其影響
趙金華（2009） 采用面板數(shù)據(jù)對1990-2005年各類型省（區(qū)）的城鎮(zhèn)化影響因素及其差異分析，結(jié)果表明非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重對城鎮(zhèn)化水平發(fā)揮著顯著的正向作用，其中第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重對各省（區(qū)）的城鎮(zhèn)化影響都大于第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重對城鎮(zhèn)化的影響作用[1]。劉愛英、姚麗芬（2011）利用協(xié)整理論、誤差修整模型和Granger 因果檢驗理論，對中國三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化水平之間的關(guān)系進行了對比分析，結(jié)果表明二者之間是長期均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化水平的提高促進了第一、二產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)規(guī)模的快速發(fā)展促進了城鎮(zhèn)化建設(shè)[5]。因此，本文提出第三個研究假設(shè)H3：非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重對貴州城鎮(zhèn)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(zhèn)化的影響因素，并用中等學(xué)校每年畢業(yè)生占該地區(qū)總?cè)丝诘谋戎乇硎窘逃剑瑢嵶C結(jié)果表明教育水平對城鎮(zhèn)化的影響不顯著，并認(rèn)為地區(qū)間人力資本投資的差異主要體現(xiàn)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(rèn)為教育水平對城鎮(zhèn)化水平高的省（區(qū)）的影響不顯著，而對城鎮(zhèn)化水平低的省（區(qū)）影響很顯著，超過了非農(nóng)就業(yè)對城鎮(zhèn)化的推動作用[1]。因此，本文提出第四個研究假設(shè)H4：教育水平對貴州城鎮(zhèn)化水平有正向影響。
（五）公路和鐵路建設(shè)及其影響
曹廣忠等（2008）利用2000年截面數(shù)據(jù)，用因子分析法考察了我國東部沿海省區(qū)人口城鎮(zhèn)化影響因素，認(rèn)為交通干線路網(wǎng)密度和海港吞吐量對城鎮(zhèn)化有顯著影響[6]。儲金龍等（2010）通過因子分析法也認(rèn)為公里密度是城鎮(zhèn)化水平的影響因子[4]。因此，本文提出第五個研究假設(shè)H5：公路和鐵路建設(shè)對貴州城鎮(zhèn)化水平有正向影響。
三、數(shù)據(jù)與方法
針對數(shù)據(jù)與方法的說明，具體內(nèi)容如下。
（一）數(shù)據(jù)來源
本文采用貴州省1981-2011年的時間序列數(shù)據(jù)，所有的數(shù)據(jù)均來自歷年的《貴州統(tǒng)計年鑒》。
（二）變量定義
本文的因變量為城鎮(zhèn)化水平（y），用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋壤齺肀硎荆蛔宰兞繛榻?jīng)濟發(fā)展水平（x1）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（x2）、就業(yè)結(jié)構(gòu)（x3）、教育水平（x4）、公路和鐵路建設(shè)（x5）。其中經(jīng)濟發(fā)展水平用人均GDP表示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占GDP比重表示，就業(yè)結(jié)構(gòu)用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重表示，教育水平用普通高等學(xué)校和中等職業(yè)教育學(xué)校每年的畢業(yè)生人數(shù)表示，公路和鐵路建設(shè)用公路和鐵路的長度表示。
（三）數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理與平穩(wěn)性檢驗
由于各個變量的單位不一致，為了使數(shù)據(jù)有可比性，所有數(shù)據(jù)都進行無量綱標(biāo)準(zhǔn)化處理。在進行回歸分析之前，為了避免出現(xiàn)偽回歸，首先需要對標(biāo)準(zhǔn)化之后的時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果表明標(biāo)準(zhǔn)化之后的y、x1、x2、x3、x4、x5都是平穩(wěn)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(shè)檢驗以及實證結(jié)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(shù)R2為0.985，調(diào)整后的可決系數(shù)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(guān)。
所以，回歸模型如下：
（二）研究假設(shè)檢驗
根據(jù)回歸模型可以看出，人均GDP（x1）、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占GDP比重（x2）、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重（x3）、公路和鐵路建設(shè) （x5）都對城鎮(zhèn)化率（y）有顯著的正向影響，與之前提出的研究假設(shè)一致。但普通高等學(xué)校和中等職業(yè)教育學(xué)校每年的畢業(yè)生人數(shù) （x4）對y的影響不顯著，與之前提出的研究假設(shè)不一致。
（三）實證結(jié)果分析
實證結(jié)果分析共總結(jié)出了以下五點，分別為：
一是公路和鐵路建設(shè)對貴州城鎮(zhèn)化水平的影響最大，系數(shù)為0.6081。由于貴州不沿海、不沿江、不沿邊，且地形復(fù)雜，加上長期以來經(jīng)濟欠發(fā)達，造成貴州交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)嚴(yán)重滯后，并已經(jīng)成為貴州經(jīng)濟社會發(fā)展的主要瓶頸。因此，交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)將促進經(jīng)濟的快速發(fā)展，從而提高城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平。
二是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占GDP比重對貴州城鎮(zhèn)化水平有顯著的正向影響，系數(shù)為0.2471。結(jié)果表明非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占GDP的比重對貴州城鎮(zhèn)化水平的影響較大。第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能吸納更多的就業(yè)人口，使大量農(nóng)村富余勞動力轉(zhuǎn)移到城市就業(yè)，從而提高城鎮(zhèn)化水平。
三是人均GDP對貴州城鎮(zhèn)化水平有顯著的正向影響，系數(shù)為0.2469。結(jié)果表明人均GDP對貴州城鎮(zhèn)化水平的影響作用較大。
四是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重對貴州城鎮(zhèn)化水平有顯著的正向影響，系數(shù)為0.1671。非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)使得大量農(nóng)業(yè)人口涌入城鎮(zhèn)，從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)工作，使農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)人口，從而提高了城鎮(zhèn)化水平。
五是教育水平對貴州城鎮(zhèn)化水平的影響不顯著。可能因為高等院校的畢業(yè)生流動性較大，加上貴州經(jīng)濟發(fā)展比較落后，很多高校畢業(yè)生向沿海經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)或周邊經(jīng)濟發(fā)展較好的地區(qū)轉(zhuǎn)移，所以實證結(jié)果得出教育水平對城鎮(zhèn)化水平的影響不顯著。
五、對策建議
城鎮(zhèn)化水平的提高有助于提升城市經(jīng)濟實力，增強以工補農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)的能力，有利于改善農(nóng)村面貌，帶動農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展。目前貴州城鎮(zhèn)化水平較低，遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于全國水平。從本文實證結(jié)果來看，貴州可以從以下幾個方面來提高城鎮(zhèn)化水平：
一是加大對交通設(shè)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(qū)域間和區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)分工的深化，增強產(chǎn)業(yè)分布的集聚效應(yīng)。加快建設(shè)快速鐵路與高速公路，提升和強化貴州作為西南地區(qū)最重要的交通樞紐地位，為承接?xùn)|部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和振興經(jīng)濟發(fā)展奠定基礎(chǔ)。
二是大力發(fā)展第二、三產(chǎn)業(yè)，提高其占GDP的比重。通過工業(yè)、服務(wù)業(yè)的聚集吸引人口聚集，實現(xiàn)農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移。在這一過程中，政府部門可通過規(guī)劃引導(dǎo)、政策扶持，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展和人口聚集營造有利條件。
三是加快經(jīng)濟發(fā)展的步伐，提高人均GDP。貴州要憑借得天獨厚的資源優(yōu)勢，并把資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟優(yōu)勢，以國發(fā)2號文為指導(dǎo)，以工業(yè)強省戰(zhàn)略為方向，走新型工業(yè)化道路，為城鎮(zhèn)化提業(yè)支撐。
四是大力發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)，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(yōu)勢，以承接?xùn)|部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為契機，解決農(nóng)村富余勞動力的就業(yè)問題，使農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)人口。
五是加大人才引進力度。進一步疏通國有大中型企業(yè)、民營企業(yè)和非公經(jīng)濟組織等就業(yè)通道，創(chuàng)造出更多適合高校畢業(yè)生的就業(yè)機會，并從政策和待遇等方面吸引和留住高校畢業(yè)生。
參考文獻：
[1]趙金華，曹廣忠，王志寶. 我國省（區(qū)）人口城鎮(zhèn)化水平與速度的類型特征及影響因素[J]. 城市發(fā)展研，2009（09）：54-60.
[2]蘇素，賀婭萍. 經(jīng)濟高速發(fā)展中的城鎮(zhèn)化影響因素[J]. 財經(jīng)科學(xué)，2011（11）：93-100.
[3]張科舉，楊歡. 中國地區(qū)城鎮(zhèn)化差異影響因素研究[J]. 現(xiàn)代經(jīng)濟，2008（9）：1-3，87.
[4]儲金龍，顧康康，汪勇政，等. 安徽省城鎮(zhèn)化影響因素的空間分異研究[c]. 中國城市規(guī)劃學(xué)會、重慶市人民政府.規(guī)劃創(chuàng)新：2010中國城市規(guī)劃年會論文集[C].中國城市規(guī)劃學(xué)會、重慶市人民政府，2010：7.
關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化；指標(biāo)體系；存在問題；發(fā)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(biāo)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(jīng)濟迅猛發(fā)展，但隨著經(jīng)濟的層層推進，各市縣城鎮(zhèn)化水平呈現(xiàn)出發(fā)展上的不均衡，這將阻滯并影響海南區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展和整體水平的進一步提高。本文運用規(guī)范與實證分析相結(jié)合的方法，構(gòu)建了評價城鎮(zhèn)化水平的指標(biāo)體系，采用多元統(tǒng)計方法中的因子分析和聚類分析法，對2014年海南省城鎮(zhèn)化水平進行了綜合評價，在此基礎(chǔ)上找出存在的問題并提出海南省城鎮(zhèn)化發(fā)展的適宜模式。
2 城鎮(zhèn)化水平評價指標(biāo)體系構(gòu)建
從廣義的城市化的內(nèi)涵出發(fā)，摒棄傳統(tǒng)的以城市人口比重或非農(nóng)業(yè)人口比重作為衡量城市化水平標(biāo)準(zhǔn)的人口數(shù)量型評價思維，構(gòu)建融經(jīng)濟、社會的發(fā)展和人口、環(huán)境的改善于一體的功能質(zhì)量型評價指標(biāo)體系。該評價指標(biāo)體系由經(jīng)濟城市化、人口城市化、生活方式城市化和基礎(chǔ)設(shè)施城市化四大類指標(biāo)構(gòu)成，共涵蓋11個評價因子 （見表1） ，所用數(shù)據(jù)均來自《海南統(tǒng)計年鑒（2015） 》。
3 海南省城鎮(zhèn)化水平評價
3.1 因子分析模型
本文所依據(jù)的綜合評價指標(biāo)體系由X1......X11 構(gòu)成，整個評價過程借助SPSS18. 0 軟件完成。首先，對原始數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化（數(shù)據(jù)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 ，F(xiàn)1 、F2 和F3 包含了原始數(shù)據(jù)信息量的84.461 %。其次，對因子載荷陣進行方差最大正交旋轉(zhuǎn)（數(shù)據(jù)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(chǎn)業(yè)占GDP比重、第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重、工業(yè)增加值占GDP比重、平均每戶人口、非農(nóng)業(yè)人口比重和第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重反映經(jīng)濟與人口城市化水平，故稱F1為經(jīng)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(zhèn)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(zhì)量因子；F3在X10 ，X11上載荷較大，它們分別從每千人口醫(yī)院與衛(wèi)生院床位數(shù)、每萬人均普通中小學(xué)在校學(xué)生數(shù)反映基礎(chǔ)設(shè)施的城市化水平，稱F3 為環(huán)境質(zhì)量因子。第三，計算因子得分并排序。對主因子F1 ，F(xiàn)2 ，F(xiàn)3 的特征值規(guī)一化，得到三個主因子的權(quán)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(shù)為各主因子的權(quán)重值，據(jù)此計算的海南省各市縣城鎮(zhèn)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(fù)值，表明各市縣的城鎮(zhèn)化水平相對于全省平均水平的位置。
3.2 因子分析結(jié)果的輔助聚類分析
為了使因子分析的結(jié)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(jù)研究目的亦可作相同處理） 。根據(jù)聚類分析結(jié)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(jié)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(jīng)濟和人口因子F1、生活質(zhì)量因子F2 的單項排名為第1和第2 ，三亞市在經(jīng)濟和人口因子F1、生活質(zhì)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(jīng)濟發(fā)展水平較高，居民的生活質(zhì)量也很高，且環(huán)境質(zhì)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(jīng)濟、社會與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)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(qū)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(fā)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(yè)較為發(fā)達，人均總產(chǎn)值較高；萬寧和瓊海情況相似，它們經(jīng)濟的各個方面發(fā)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(yè)在經(jīng)濟中占據(jù)著重要的地位，其中儋州擁有洋浦國家級經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)，澄邁擁有海南省重要的老城工業(yè)開發(fā)區(qū)；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(jīng)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(huán)境-交通影響較重，經(jīng)濟發(fā)展較緩慢。但五指山市生活質(zhì)量因子單項排名第1 ，產(chǎn)業(yè)主要以旅游業(yè)為主，旅游業(yè)給當(dāng)?shù)鼐用駧砹瞬簧俚慕?jīng)濟收入；文昌市是海南三大僑鄉(xiāng)之一，也是中國最南航天城，未來隨著航天產(chǎn)業(yè)的進一步發(fā)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(nóng)業(yè)種植業(yè)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(yè)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(jīng)濟主要以第一產(chǎn)業(yè)為主，整體上經(jīng)濟水平和人民生活質(zhì)量較低，另外人口自然增長率較高，今后應(yīng)嚴(yán)格控制人口數(shù)量，提高人口素質(zhì)；陵水各項因子數(shù)據(jù)排名都比較靠后，城市化水平最低。這一類城市今后發(fā)展重點在于如何提高城市經(jīng)濟發(fā)展水平。
4 海南省城鎮(zhèn)化建設(shè)存在的問題
雖然近幾年在國際旅游島建設(shè)的背景下海南省的城鎮(zhèn)化建設(shè)水平得到了快速的提升，但是當(dāng)前海南省經(jīng)濟發(fā)展水平與內(nèi)地省份相比，差距仍然較大，全省城鎮(zhèn)化水平也低于全國平均水平（2014年我國城鎮(zhèn)化水平為54.77%，海南省的城鎮(zhèn)化水平為53.76%），當(dāng)前海南城鎮(zhèn)化建設(shè)主要存在以下問題：
4.1 中心城市規(guī)模小，帶動作用弱
海南省無特大城市，大中城市數(shù)量少，規(guī)模小，實力弱，中心城市對周邊地區(qū)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(jīng)濟實力不強，自身還處于集聚人口和生產(chǎn)要素高速集聚階段，資金、技術(shù)、產(chǎn)品和人才等要素不具備向低一級城鎮(zhèn)大規(guī)模擴散的條件，因此不能有效帶動周邊城市的發(fā)展，當(dāng)前“兩頭帶動、兩翼推進、發(fā)展周邊、扶持中間”的海南島發(fā)展布局還未形成。
4.2 城鎮(zhèn)發(fā)展水平區(qū)域差異較大
海南省各市縣城鎮(zhèn)發(fā)展水平差異較大，如2014年海口市城鎮(zhèn)化水平為76.08%，白沙僅為29.09%。除此之外，海南東中西三大區(qū)域城市發(fā)展水平差異也較大，東部地區(qū)交通便利、資源條件較好，城市開發(fā)較早，城市化水平相對較高；西部地區(qū)交通較為便利，工業(yè)較為發(fā)達，但是旅游業(yè)發(fā)展相對滯后，城鎮(zhèn)化水平一般；中部地區(qū)距海較遠(yuǎn)，交通條件相對于東西部落后，產(chǎn)業(yè)主要以農(nóng)業(yè)為主，經(jīng)濟發(fā)展較為落后，城鎮(zhèn)化水平也相應(yīng)較低。
4.3 小城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一，發(fā)展動力不足
當(dāng)前海南省小城鎮(zhèn)主要以農(nóng)業(yè)為主，條件較好的城鎮(zhèn)適當(dāng)發(fā)展旅游業(yè)，工業(yè)基礎(chǔ)十分薄弱，僅以簡單的農(nóng)副產(chǎn)品加工為主，總體上看，海南省小城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)較為單一，城鎮(zhèn)就業(yè)承載力較弱，吸引農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)產(chǎn)就業(yè)的能力也偏弱，這就直接導(dǎo)致海南城鎮(zhèn)規(guī)模較小，城鎮(zhèn)發(fā)展動力不足，城鎮(zhèn)化水平偏低。
4.4 小城鎮(zhèn)建設(shè)水平較低，功能體系不健全
海南省小城鎮(zhèn)的基礎(chǔ)設(shè)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(yī)療設(shè)施落后，休閑娛樂等配套設(shè)施欠缺，城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)較為單一，導(dǎo)致城鎮(zhèn)功能體系不夠健全，從而降低了城市化發(fā)展水平。
5 海南城鎮(zhèn)化發(fā)展模式探討
海南省地理位置特殊，工業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)薄弱，故不適宜走工業(yè)化帶動城鎮(zhèn)化的路子。同時海南省環(huán)境優(yōu)美、海洋面積廣闊，再加上島嶼生態(tài)系統(tǒng)完整，交通便利，故可以考慮實施陸海聯(lián)動、全島同城開發(fā)戰(zhàn)略，重點發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)和海洋產(chǎn)業(yè)，通過產(chǎn)業(yè)開發(fā)帶動城鎮(zhèn)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(zhèn)化發(fā)展模式：
5.1 陸海聯(lián)動模式
陸海聯(lián)動模式就是陸地和海洋聯(lián)合開發(fā)戰(zhàn)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(shè)的基礎(chǔ)上，將廣闊的海洋納入視野，拓展發(fā)展空間，以海帶陸、依海興瓊，統(tǒng)籌海陸資源、產(chǎn)業(yè)、環(huán)境和管理，努力提高沿海地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，嚴(yán)格規(guī)劃沿海土地的利用，加大南海油氣資源的開發(fā)力度，建設(shè)南海海洋科技研發(fā)基地，加快海洋生物制藥的發(fā)展等，陸海兼顧，整合、優(yōu)化海南陸海獨特資源，實現(xiàn)資源價值最大化，從而帶動海南經(jīng)濟的發(fā)展，使海南城鎮(zhèn)化建設(shè)朝著可持續(xù)、健康的目標(biāo)進一步發(fā)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(xué)規(guī)劃、一體化布局和有序推進城鎮(zhèn)化，充分發(fā)揮“同城化”效應(yīng)。今后應(yīng)按照全省一盤棋發(fā)展思路，打破行政區(qū)劃的壁壘，通過規(guī)劃一盤棋、建設(shè)一盤棋、發(fā)展一盤棋、管理一盤棋，將全省各地統(tǒng)一規(guī)劃、統(tǒng)一布局、統(tǒng)一安排，充分發(fā)揮各地的優(yōu)勢，形成分工合作、互補互通的格局。
5.3 旅游引導(dǎo)模式
基于資源優(yōu)勢，結(jié)合國際旅游島建設(shè)背景，今后海南推進城鎮(zhèn)化要發(fā)揮以旅游為龍頭的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)、海洋產(chǎn)業(yè)、熱帶農(nóng)業(yè)、以及局部地區(qū)新型工業(yè)的支撐作用，通過旅游引導(dǎo)，促進非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的跨越發(fā)展。旅游引導(dǎo)城鎮(zhèn)化模式就是在旅游帶動下，以泛旅游產(chǎn)業(yè)集群為產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)，由旅游帶來的消費聚集推動城鎮(zhèn)化的過程。像海南很多地方已經(jīng)建立的風(fēng)情小鎮(zhèn)，如觀瀾湖高爾夫小鎮(zhèn)、博鰲天堂小鎮(zhèn)、潭門小鎮(zhèn)、海棠灣小鎮(zhèn)和福山咖啡小鎮(zhèn)等，今后應(yīng)加強配套服務(wù)設(shè)施建設(shè)，開發(fā)風(fēng)情體驗旅游產(chǎn)品，從而增加就業(yè)吸納能力，吸引周邊農(nóng)民向小鎮(zhèn)集聚。這樣開發(fā)的旅游風(fēng)情小鎮(zhèn)以及鄉(xiāng)村旅游等模式，不僅促使旅游區(qū)農(nóng)民實現(xiàn)就業(yè)，并且?guī)又車?jīng)濟的發(fā)展。旅游消費和服務(wù)設(shè)施的集中化，有助于推進社會體系及配套的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，促進就地城鎮(zhèn)化的發(fā)展。
5.4 大城市帶動模式
大城市帶動模式就是發(fā)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(fā)展都是以南北的海口市和三亞市為中心，兩側(cè)的發(fā)展則十分薄弱，因此有必要在東西兩側(cè)建立兩個中心城市，以促進區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展和城市化水平提升。今后，海南應(yīng)更加強調(diào)海口省會經(jīng)濟圈和大三亞旅游圈的建設(shè)，充分發(fā)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(fā)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(jīng)濟的發(fā)展，通過大城市帶動模式促進海南城鎮(zhèn)化水平全面提升。
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關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化；第三產(chǎn)業(yè)；就業(yè)
中圖分類號：F719文獻標(biāo)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(shù)進步影響就業(yè)的理論與實證及擴大我國勞動就業(yè)的對策研究”（11BJY035）；教育部人文社科規(guī)劃基金項目“技術(shù)進步的就業(yè)效應(yīng)與擴大我國勞動就業(yè)的對策研究”（09YJA790121）；山東省社科規(guī)劃研究項目“城鎮(zhèn)勞動就業(yè)的影響因素及其效應(yīng)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(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院碩士研究生，研究方向：勞動就業(yè)與收入分配問題。
①數(shù)據(jù)來源：1978-2013《中國統(tǒng)計年鑒》。
作為工業(yè)化、現(xiàn)代化發(fā)展的必然趨勢，城鎮(zhèn)化水平的推進正在成為我國經(jīng)濟增長和社會發(fā)展的強大引擎。國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，我國的城鎮(zhèn)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(yè)化是城鎮(zhèn)化的直接動因，當(dāng)工業(yè)化發(fā)展到一定階段后，它將被第三產(chǎn)業(yè)逐漸取代繼而成為城鎮(zhèn)化發(fā)展的主導(dǎo)力量，同時城鎮(zhèn)化的提升又會促進第三產(chǎn)業(yè)的進一步發(fā)展。改革開放以來，我國第三產(chǎn)業(yè)無論在就業(yè)安置還是產(chǎn)值貢獻方面均取得了重要成就，截止2012年，我國第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重均已經(jīng)超過30%①。提高我國城鎮(zhèn)化水平必須走發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)即第三產(chǎn)業(yè)的道路。探究我國城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)之間的動態(tài)發(fā)展關(guān)系，對于促進我國城鎮(zhèn)化水平的進一步提高、第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及解決我國現(xiàn)今的就業(yè)問題具有重要的理論價值和現(xiàn)實指導(dǎo)意義。
三、結(jié)論
1.基于我國1978-2012年城鎮(zhèn)化水平和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、就業(yè)比重就業(yè)的相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗表明，長期內(nèi)城鎮(zhèn)化水平每提高1%，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重增加0.912499%，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重增加1.297311%。同時，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重每提高1%，城鎮(zhèn)化水平提高1.053182%，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重每提高1%，城鎮(zhèn)化水平提高0.694%。由此可得，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重提高比第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重提高更能帶動城鎮(zhèn)化的發(fā)展。理論上第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重應(yīng)該比產(chǎn)值比重對城鎮(zhèn)化水平影響更大，而現(xiàn)實情況相反，這可能是由于我國不合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)的存在導(dǎo)致農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的過程中，第二產(chǎn)業(yè)吸收的就業(yè)占比要高于第三產(chǎn)業(yè)對就業(yè)的吸收比例。
2.誤差修正模型表明，由于時滯效應(yīng)的存在，短期內(nèi)各變量之間的影響效應(yīng)均低于長期水平。受誤差修正項的影響，城鎮(zhèn)化水平相對于第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)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(diào)整力度自動進行反向調(diào)整，向長期均衡狀態(tài)移動。同樣，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重相對于城鎮(zhèn)化水平提高的短期彈性值為-0.091292；城鎮(zhèn)化水平相對于第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重提高的短期彈性值為-0.026286；第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重相對于城鎮(zhèn)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(zhèn)化不是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重變動的格蘭杰原因，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重也不是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因，而第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因。這說明我國城鎮(zhèn)化水平的提高還不能有效促進第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。其原因一是我國城鄉(xiāng)差異較大，農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展嚴(yán)重滯后。二是小城鎮(zhèn)多采用粗放型經(jīng)濟增長模式，集聚效應(yīng)不顯著，規(guī)模也較小，難以滿足第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的市場條件。三是在城鎮(zhèn)化發(fā)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(chǔ)上建立的脈沖響應(yīng)分析和方差分解表明，城鎮(zhèn)化對我國第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的短期影響效應(yīng)和長期影響效應(yīng)不一致，短期內(nèi)城鎮(zhèn)化水平的沖擊帶來第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重負(fù)的增長效應(yīng)，這可能是由于短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理導(dǎo)致的。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整，長期內(nèi)增長效應(yīng)為正。無論是在長期還是短期，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對城鎮(zhèn)化水平的提高、城鎮(zhèn)化水平對第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的增長都呈現(xiàn)出較強的、持續(xù)性的推動作用。長期內(nèi)，我國第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對城鎮(zhèn)化水平變化的解釋能力達到62.776660%，高于第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重對城鎮(zhèn)化水平變化的解釋能力20.809570%，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對城鎮(zhèn)化水平波動的貢獻率較大。
城鎮(zhèn)化不僅是農(nóng)村勞動力遷移的過程，也是經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的過程。單純依靠就業(yè)量的增長而不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)的合理調(diào)整，無法實現(xiàn)經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。因此長期來看，伴隨著勞動力的轉(zhuǎn)移，逐步取消戶籍制度的制約、提高勞動者素質(zhì)和就業(yè)技能、加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變升級，改進小城鎮(zhèn)發(fā)展模式已成為促進我國城鎮(zhèn)化和第三產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展的重要舉措。
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（武漢工程大學(xué)，湖北 武漢430205 ）
摘 要：隨著新型城鎮(zhèn)化概念的提出，城鎮(zhèn)化水平開始成為社會和學(xué)者關(guān)注的焦點，傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化水平的計算，忽略了城鎮(zhèn)化推進的過程中的人口、經(jīng)濟和社會發(fā)展因此，本文將從人口、經(jīng)濟和社會的角度，構(gòu)建城鎮(zhèn)化水平的綜合測量指標(biāo)體系。這對于湖北省的城鎮(zhèn)化發(fā)展具有一定的指導(dǎo)意義。
關(guān)鍵詞 ：新型城鎮(zhèn)化；城鎮(zhèn)化水平；綜合測量指標(biāo)
中圖分類號：F127文獻標(biāo)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(zhèn)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(zhèn)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(fā)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(chǔ)設(shè)施的擁擠，環(huán)境污染等問題。而湖北省，作為中部的農(nóng)業(yè)大省，其城鎮(zhèn)化率也在2011年突破了50%，隨后2012年湖北省的城鎮(zhèn)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(zhèn)化水平，有利于湖北省選擇其發(fā)展的重心，對于湖北省實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，實現(xiàn)省域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展有一定的意義。選取中部農(nóng)業(yè)大省，運用熵權(quán)法和多元回歸分析，從人口、經(jīng)濟和社會等三個大的角度對湖北省城鎮(zhèn)化水平進行測度，并分析具體的指標(biāo)對于湖北省城鎮(zhèn)化水平的影響，對于湖北省制定城鎮(zhèn)化政策，推進城鎮(zhèn)化進程有一定的現(xiàn)實和理論意義。
2 研究方法與指標(biāo)體系的構(gòu)建
2.1 研究方法
2.1.1熵權(quán)法
來自于物理學(xué)的熵權(quán)法，主要是依據(jù)一定的數(shù)學(xué)公式，計算各個指標(biāo)的信息熵值，在此基礎(chǔ)上，計算熵冗余，最后得到各個指標(biāo)的權(quán)重，最終得到城鎮(zhèn)化的綜合評價得分。綜合評價得分越高，表明城鎮(zhèn)化綜合水平越高。其計算步驟如下：
數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化，當(dāng)指標(biāo)值越大，對整個系統(tǒng)越有利時，我們稱之為正向化的指標(biāo)，反之，則為負(fù)向化指標(biāo)。
2.2指標(biāo)體系的構(gòu)建
在研讀大量的城鎮(zhèn)化的相關(guān)文獻，借鑒以往學(xué)者的研究成果，考慮到城鎮(zhèn)化綜合水平的質(zhì)量，從指標(biāo)體系的科學(xué)性、可獲得性以及有效性等原則出發(fā)，從人口、經(jīng)濟和環(huán)境三個角度構(gòu)建如下指標(biāo)體系（見表2.1）。
2.3數(shù)據(jù)來源
數(shù)據(jù)主要來自1990年—2013年《湖北省統(tǒng)計年鑒》，其中城鎮(zhèn)人口規(guī)模和城鎮(zhèn)人口比重部分?jǐn)?shù)據(jù)來自1990—2013年《中國人口統(tǒng)計年鑒》。
3 湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平
依據(jù)熵值法計算的步驟，通過Eviews6.0對1989—2012年湖北省16項指標(biāo)相關(guān)數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理，計算出相應(yīng)值并繪制圖表，以分析湖北省地區(qū)城鎮(zhèn)化綜合水平的演變過程。
對1989年以來湖北省地區(qū)城鎮(zhèn)化綜合水平的得分進行統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，湖北省地區(qū)城鎮(zhèn)化的發(fā)展可分為兩個階段。第一階段為1989—2001年，城鎮(zhèn)化綜合水平發(fā)展較緩慢，城鎮(zhèn)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(zhèn)化進程從2002年開始提速，城鎮(zhèn)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(zhèn)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(qū)城鎮(zhèn)化進程的一個轉(zhuǎn)折點。
4 湖北省地區(qū)城鎮(zhèn)化子系統(tǒng)演變過程
4.1 人口子系統(tǒng)
運用EViews6.0，計算得到如下方程式：
的系數(shù)。
模型估計結(jié)果由方程4.1可知，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)人口城鎮(zhèn)化率增加1個單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平將增加0.5582個單位；同理，當(dāng)非農(nóng)人口比重增加1個單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平也將增加0.1878個單位；當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重增加1個單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平也將增加0.4224個單位；當(dāng)人口自然增長率增加1個單位時，湖北省城鎮(zhèn)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(zhèn)化、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重和人口自然增長率對湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平的影響系數(shù)較大。
由圖4.1可以看出在湖北省城鎮(zhèn)化合人口指標(biāo)變動趨勢圖中人口城鎮(zhèn)化、非農(nóng)人口比重、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重及人口自然增長率等所有指標(biāo)均變化明顯。湖北省人口城鎮(zhèn)化率反映了湖北省農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化的速度，其變化與湖北省戶籍制度改革、非農(nóng)人口比重、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重、基本公用服務(wù)的提高有關(guān)。人口城鎮(zhèn)化率從1989年的28.36%增長到2012年的53.50%，非農(nóng)人口比重從1989年的22.66%增長到2012年的34.60%，第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)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(zhèn)化人口子系統(tǒng)發(fā)展較為迅速。
4.2 經(jīng)濟子系統(tǒng)
運用EViews6.0，計算得到如下方程式：
其中y指湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平；x06、x07、x08、x09、x10分別表示人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，第三產(chǎn)業(yè)增加值比重，公路貨物周轉(zhuǎn)量，工業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重；由方程4.2可知，當(dāng)其他條件不變時，當(dāng)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增加1個單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平將增加0.0057個單位；同理，當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增加1個單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平也將增加0.7490個單位；當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)增加值比重增加1個單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平也將增加0.0424個單位；當(dāng)公路貨物周轉(zhuǎn)量增加1個單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平也將減少0.0424個單位；當(dāng)工業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重增加1單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平也將增加0.0222個單位。為此，我們可以看出，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平的影響系數(shù)較大。
由圖4.2可以看出在湖北省城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟發(fā)展指標(biāo)變動趨勢圖中除第三產(chǎn)業(yè)增加值比重和工業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重有所顯著放緩之外，其他指標(biāo)變化均顯著上升。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值反映了湖北省經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r以及該地區(qū)人民生活水平狀況，其變化與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、第三產(chǎn)業(yè)增加值、公路貨物周轉(zhuǎn)量、工業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重等指標(biāo)的提高有關(guān)。人均GDP得分由1989年的0增加到2012年的1，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入從1989年的0增加到2012年的1，第三產(chǎn)業(yè)增加值比重從1989年的0增加到2012年的0.6789，公路貨運周轉(zhuǎn)量從1989年的0.0025到2012年的1，工業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重從1989年的0.4284到2012年的0.5293。表明湖北省城鎮(zhèn)化經(jīng)濟子系統(tǒng)發(fā)展較為迅速，但工業(yè)產(chǎn)值占GDP比重較低。
4.3 社會子系統(tǒng)
運用EViews6.0，計算得到如下方程式：
其中y指湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平；分別表示城鎮(zhèn)人均居住面積、工業(yè)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(yī)生數(shù)、人均綠地面積、公共圖書館藏書量。
由方程4.3可知，當(dāng)其他條件不變時，當(dāng)城鎮(zhèn)人均居住面積增加1個單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平將增加0.2878個單位；同理，當(dāng)工業(yè)固體廢物綜合利用率增加1個單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平也將增加0.0935個單位；當(dāng)每萬人擁有公交車輛增加1個單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平也將增加0.0580個單位；當(dāng)人均擁有道路面積增加1個單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平也將減少0.0403個單位；當(dāng)千人醫(yī)生數(shù)增加1單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平也將增加0.1806個單位；當(dāng)人均綠地面積增加1單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平也將增加0.0269個單位；當(dāng)公共圖書館藏書量增加1個單位時，湖北省城鎮(zhèn)化綜合水平也將增加0.2680個單位。為此，我們可以看出，城鎮(zhèn)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(zhèn)化綜合水平的影響系數(shù)較大。
由圖4.3可以看出在湖北省城鎮(zhèn)化和社會發(fā)展指標(biāo)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(yī)生數(shù)、人均綠地面積有所顯著放緩之外，其他指標(biāo)均顯著增加。城鎮(zhèn)人居居住面積從1990年的0.0262增加到2012年的1.0000，工業(yè)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(yī)生數(shù)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(zhèn)化社會子系統(tǒng)發(fā)展較為迅速。
5對策建議
第一，促進各類型城鎮(zhèn)有機分布，推動人口城鎮(zhèn)化。城市群內(nèi)的各類中小城市與小城鎮(zhèn)，生產(chǎn)生活成本相對較低，功能獨特而互補，方便企業(yè)進行區(qū)域布局，同時能夠吸引大量生產(chǎn)業(yè)與勞動密集型企業(yè)就業(yè)、生活。大城市、中小城市與小城鎮(zhèn)通過便捷的交通線路予以連接，能夠充分發(fā)揮不同城市的優(yōu)勢，成為具有活力的新型城市化地區(qū)，這為人口在城市群中的相對均衡化分布創(chuàng)造條件。
第二，發(fā)揮城市群經(jīng)濟效應(yīng)，提升全球競爭力。城市群的發(fā)展不是一味拼湊城市數(shù)目，盲目追求面積與人口規(guī)模擴張，而是要千方百計增強城市群的各種積極效應(yīng)。只有這樣，它們才能成為經(jīng)濟發(fā)展中最具活力和潛力的核心增長點，成為經(jīng)濟全球化和經(jīng)濟區(qū)域化的有機結(jié)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(tài)。
第三，加強城市間合作，治理面域性生態(tài)環(huán)境問題。所謂面域性生態(tài)環(huán)境問題，是指這類生態(tài)環(huán)境問題產(chǎn)生于一個或多個城鎮(zhèn)，并且影響到一個或多個城鎮(zhèn)。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(gòu)成了面域性生態(tài)環(huán)境問題。面域性生態(tài)環(huán)境問題，必須在城鎮(zhèn)群范圍內(nèi)進行治理，才能收到根本性的效果。
第四，推進城市群協(xié)調(diào)機制建設(shè)，提升區(qū)域創(chuàng)新能力。從國際經(jīng)驗看，一些發(fā)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(xié)調(diào)能力建設(shè)，發(fā)揮城市群的積極作用。我國的城市群的發(fā)展剛剛起步，依托于不同行政級別的市、縣、區(qū)、小城鎮(zhèn)，城市群之間的行政協(xié)調(diào)色彩較濃。
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關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)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(biāo)識碼：A文章編號：1672-3309（2008）01-0009-05收稿日期：2007-10-23
城鎮(zhèn)化是由于工業(yè)化引起的、伴隨著現(xiàn)代化發(fā)展過程而產(chǎn)生的一種在空間上、地域上人口由農(nóng)村向城市的遷移過程，是農(nóng)村經(jīng)濟向城市經(jīng)濟的轉(zhuǎn)變過程。城鎮(zhèn)化水平滯后于工業(yè)化水平是我國現(xiàn)階段普遍存在的現(xiàn)象。推進城鎮(zhèn)化進程，是使我國逐步擺脫不發(fā)達狀態(tài)，實現(xiàn)現(xiàn)代化歷史任務(wù)的目標(biāo)和手段的統(tǒng)一。進入21世紀(jì)，我國城鎮(zhèn)化進入加速階段，協(xié)調(diào)和管理好城鎮(zhèn)化這一巨大的經(jīng)濟社會結(jié)構(gòu)變革，是我國現(xiàn)代化建設(shè)的重要任務(wù)。
作為西南地區(qū)和長江上游最大的經(jīng)濟中心城市和內(nèi)陸直轄市，重慶市在我國新時期經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整、國民經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展和社會全面進步過程中具有舉足輕重的地位。研究城鎮(zhèn)化一般理論，揭示城鎮(zhèn)化一般規(guī)律，對于帶動重慶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換和生產(chǎn)力布局調(diào)整，促進重慶市大城市帶大農(nóng)村戰(zhàn)略的實施，推進西部大開發(fā)的順利進行具有極其重要的意義。本文利用橫截面數(shù)據(jù)對重慶市的城鎮(zhèn)化動力機制進行了研究。
一、重慶市城鎮(zhèn)化水平分析
（一）重慶市內(nèi)部城鎮(zhèn)化水平比較
我們把重慶市劃分為都市發(fā)達經(jīng)濟圈、渝西經(jīng)濟走廊和三峽庫區(qū)生態(tài)經(jīng)濟區(qū)。對各個區(qū)域2006年城鎮(zhèn)化水平進行比較，如表1所示。
由表1中的數(shù)據(jù)我們可以得出重慶市城鎮(zhèn)化的兩個特征：
第一，重慶市的城鎮(zhèn)化水平略高于全國水平。
第二，城鎮(zhèn)化水平的地區(qū)差異大。重慶市主城區(qū)城鎮(zhèn)化水平為86.8%，已經(jīng)達到中等發(fā)達國家或一些發(fā)達國家的總體水平，是渝西經(jīng)濟走廊的2.12倍，是三峽庫區(qū)的2.87倍；渝西經(jīng)濟走廊城鎮(zhèn)化水平低于全國平均水平，三峽生態(tài)經(jīng)濟區(qū)城鎮(zhèn)化水平更低。由此可見，重慶市城鎮(zhèn)化水平的區(qū)域發(fā)展十分不平衡。
（二）重慶市與其它三個直轄市的城鎮(zhèn)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(zhèn)化水平與重慶市作比較，以此說明重慶市城鎮(zhèn)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(zhèn)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(zhèn)化水平的時間序列比較
我們將2002～2006年全國城鎮(zhèn)化水平和重慶市城鎮(zhèn)化水平進行比較，以此說明重慶市城鎮(zhèn)化所處的發(fā)展階段。
歷史數(shù)據(jù)顯示，全國城鎮(zhèn)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(zhèn)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(zhèn)化率首次超過了全國平均水平。根據(jù)城市化過程的階段性規(guī)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(xué)家諾瑟姆（Ray. M. Northam）的“S”形曲線理論，當(dāng)城市化水平低于30%，屬緩慢發(fā)展階段；城市化水平為30%~70%屬加速發(fā)展階段；城市化水平高于70%，城鎮(zhèn)化進程開始放緩，屬穩(wěn)定發(fā)展階段。特別是在加速階段，隨著現(xiàn)代工業(yè)基礎(chǔ)的逐步建立，經(jīng)濟得到相當(dāng)程度的發(fā)展，工業(yè)規(guī)模和發(fā)展速度明顯加快，城市的就業(yè)崗位增多，城市對農(nóng)村人口的拉力增大，而農(nóng)村生產(chǎn)率也得到相應(yīng)提高，使得更多的勞動力從土地上解放出來；同時，由于醫(yī)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(nóng)村的人口壓力增強，鄉(xiāng)村的推力明顯加大。在這種條件下，農(nóng)村人口向城市集中的速度明顯加快，城市化進入加速發(fā)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(fā)現(xiàn)重慶市城鎮(zhèn)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(zhèn)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(zhèn)化的發(fā)展水平略超前于全國總體水平。
二、重慶市城鎮(zhèn)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(zhèn)化的動力機制，再通過相關(guān)分析對動力要素水平之間的相關(guān)性進行論證。
（一）指標(biāo)體系
首先要對各區(qū)縣城鎮(zhèn)化水平的差異進行準(zhǔn)確的描述，必須構(gòu)建區(qū)縣城鎮(zhèn)化評估指標(biāo)體系。在各具體指標(biāo)的設(shè)置上，遵循全面性、代表性、可得性、簡潔性、整合性原則。經(jīng)專家調(diào)查篩選，考慮以下9項指標(biāo)：X1人均GDP（元），X2人均獲得固定資產(chǎn)投資（元），X3農(nóng)村居民人均純收入（元），X4第一產(chǎn)業(yè)占GDP比重（%），X5第一產(chǎn)業(yè)勞動力的比重（%），X6第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重（%），X7第二產(chǎn)業(yè)勞動力的比重（%），X8第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重（%），X9第三產(chǎn)業(yè)勞動力的比重（%）。
然后，根據(jù)2006年《重慶市統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)資料計算得到區(qū)縣各項指標(biāo)，應(yīng)用統(tǒng)計分析軟件SPSS 13.0由相關(guān)陣出發(fā)進行主成分分析（限于篇幅，數(shù)據(jù)和分析過程從略）。
分析結(jié)果表明：除從指標(biāo)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(jié)果，因此應(yīng)取兩個主成分。其它的特征值都遠(yuǎn)小于1，說明其余主成分的解釋力度都不夠。從因子負(fù)荷矩陣（主成分提取結(jié)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(chǎn)投資，農(nóng)民人均純收入，第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重和第二產(chǎn)業(yè)勞動力比重，第三產(chǎn)業(yè)勞動力比重；第二主成分主要反映了第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重和第三產(chǎn)業(yè)勞動力比重。上述分析表明，影響重慶市城鎮(zhèn)化水平高低的關(guān)鍵要素主要是第二產(chǎn)業(yè)，而第三產(chǎn)業(yè)將是城鎮(zhèn)化后續(xù)動力。并且，從第一個特征向量對應(yīng)于X6（第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重）和X8（第三產(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)GDP對重慶市城鎮(zhèn)化的貢獻還不夠，對城鎮(zhèn)化進程存在一定的制約。
（二）相關(guān)分析
將重慶市40個區(qū)縣的城鎮(zhèn)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(jù)相關(guān)系數(shù)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(zhèn)化水平的因素，有必要對指標(biāo)進一步篩選，進而利用篩選后的指標(biāo)體系建立多元回歸模型。經(jīng)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(qū)縣城鎮(zhèn)化率（%），X2為人均獲得固定資產(chǎn)投資（元），X7為第二產(chǎn)業(yè)勞動力的比重（%），X8為第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重（%）。利用EViews軟件進行回歸分析，最終結(jié)果如下：
決定系數(shù)R2=0.869830，調(diào)整后的決定系數(shù)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(shù)顯著，通過了t檢驗。同時，模型的其它統(tǒng)計檢驗結(jié)果表明，不存在自相關(guān)，多重共線性和異方差。
（四）經(jīng)濟意義
回歸方程表明：X2增加一倍，可拉動重慶市城鎮(zhèn)化率增長8.34個百分點，由于人均固定資產(chǎn)投資不太可能在短期中實現(xiàn)翻一番的目標(biāo)，所以在短期中作用并不明顯，但在長期中對重慶市城鎮(zhèn)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(zhèn)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(zhèn)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(nèi)，人均固定資產(chǎn)投資的快速持續(xù)增長將是提高重慶市城鎮(zhèn)化水平的重要因素；另外，提高重慶市城鎮(zhèn)化水平的關(guān)鍵要素是第二產(chǎn)業(yè)，且第二產(chǎn)業(yè)勞動力比重的提高對重慶市城鎮(zhèn)化水平的提高具有至關(guān)重要的作用；第三產(chǎn)業(yè)是提高重慶市城鎮(zhèn)化水平的后續(xù)動力，且第三產(chǎn)業(yè)所占GDP比重的提高對重慶市城鎮(zhèn)化水平提高的拉動作用較明顯。總之，促進人均固定資產(chǎn)投資長期快速持續(xù)的增長、促進第二產(chǎn)業(yè)勞動力比重和第三產(chǎn)業(yè)所占GDP比重的增加是提高重慶市城鎮(zhèn)化水平的主要途徑。
三、主要結(jié)論
1.影響重慶市城鎮(zhèn)化水平高低的關(guān)鍵要素是第二產(chǎn)業(yè)，而第三產(chǎn)業(yè)將是城鎮(zhèn)化的后續(xù)動力。
2.第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)GDP對城鎮(zhèn)化的貢獻還不夠，對重慶市城鎮(zhèn)化進程存在一定的制約。
3．在長期中，人均固定資產(chǎn)投資的快速持續(xù)增長將是提高重慶市城鎮(zhèn)化水平的重要因素。
4．第二產(chǎn)業(yè)勞動力比重的提高對重慶市城鎮(zhèn)化水平的提高具有至關(guān)重要的作用。
5．第三產(chǎn)業(yè)所占GDP比重的提高對重慶市城鎮(zhèn)化水平提高的拉動作用較明顯。
6．提高第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)GDP對城鎮(zhèn)化的貢獻、促進人均固定資產(chǎn)投資在長期中快速持續(xù)的增長、促進第二產(chǎn)業(yè)勞動力比重和第三產(chǎn)業(yè)所占GDP比重的增加是提高重慶市城鎮(zhèn)化水平的主要途徑。
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關(guān)鍵詞：人口城鎮(zhèn)化水平；勞動生產(chǎn)率；生產(chǎn)總值
一、提出問題
一般認(rèn)為，工業(yè)發(fā)展的拉力和農(nóng)業(yè)發(fā)展推力是城鎮(zhèn)化的主要動力，城鎮(zhèn)化是在二者的雙重作用下完成的。拉力來自工業(yè)發(fā)展，從比較利益驅(qū)動的作用機制來看，隨著工業(yè)的持續(xù)發(fā)展，城鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展水平不斷提高，城市鎮(zhèn)居民收入及消費水平不斷增長，相對農(nóng)村落后狀況，對農(nóng)村勞動力就形成了巨大吸引力。推力來自農(nóng)業(yè)發(fā)展，農(nóng)村勞動力日益增長，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高及農(nóng)業(yè)機械的使用，農(nóng)業(yè)部門對農(nóng)村勞動力的需求量大幅度減少，造成眾多勞動力失業(yè)，導(dǎo)致有一定經(jīng)濟水平的農(nóng)村勞動力開始向城市轉(zhuǎn)移。因此，工業(yè)與農(nóng)業(yè)發(fā)展是城鎮(zhèn)化的主要動力。城鎮(zhèn)化一直是三農(nóng)研究中的重要問題，研究工業(yè)與農(nóng)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化影響的文章很多。夏春萍在《工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的互動關(guān)系研究》指出城鎮(zhèn)化是伴隨工業(yè)化發(fā)展而產(chǎn)生并加速發(fā)展起來的，工業(yè)化發(fā)展能夠推動城鎮(zhèn)化進程。姜太碧在博士論文《城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展研究》中提出農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展有利于推進城鎮(zhèn)化進程，農(nóng)業(yè)不可持續(xù)發(fā)展則阻礙城鎮(zhèn)化進程。已有的研究基本都承認(rèn)了工業(yè)與農(nóng)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的重要影響，本文在前人的研究基礎(chǔ)上，通過選擇合適的經(jīng)濟變量，把工業(yè)與農(nóng)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的影響進行量化，定量分析工業(yè)與農(nóng)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的影響。
二、實證研究
城鎮(zhèn)化的程度通常用人口城鎮(zhèn)化水平來表示，用城鎮(zhèn)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(zhèn)化水平為因變量。工業(yè)與農(nóng)業(yè)發(fā)展在經(jīng)濟運行中最重要的表現(xiàn)為生產(chǎn)總值增長與勞動生產(chǎn)率提高，因此本文主要研究工業(yè)與農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)總值與勞動生產(chǎn)率對人口城鎮(zhèn)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(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增長對人口城鎮(zhèn)化水平的影響；第二，工業(yè)與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高對人口城鎮(zhèn)化水平的影響。
（一）樣本數(shù)據(jù)
本文使用的樣本數(shù)據(jù)為年度數(shù)據(jù)，樣本期間為1987—2008年，樣本容量為32。
（二）基本研究變量
（三）工業(yè)與農(nóng)業(yè)發(fā)展對人口城鎮(zhèn)化水平的影響
1．工業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對人口城鎮(zhèn)化水平的影響。本文選用工業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值代表工業(yè)與農(nóng)業(yè)發(fā)展的總體情況。由于工業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的單位為億元，人口城鎮(zhèn)化水平為百分比。為了減小單位不統(tǒng)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(shù)。根據(jù)雙對數(shù)模型的性質(zhì)，自變量的系數(shù)為自變量對因變量的彈性系數(shù)。
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(yōu)度為0.9095，說明方程的擬合程度良好。自變量都通過了系數(shù)的顯著性檢驗，為因變量的重要影響因素。根據(jù)估計系數(shù)的顯著性檢驗，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響大于工業(yè)生產(chǎn)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(yè)生產(chǎn)總值單獨增加1個單位，那么人口城鎮(zhèn)化水平提高1.0374%；如果農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值單獨增加1個單位，那么人口城鎮(zhèn)化水平降低1.1864 %。
2．工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之比對人口城鎮(zhèn)化水平的影響。城鎮(zhèn)化的主要動力來自工業(yè)的拉力與農(nóng)業(yè)的推力，因此研究城鎮(zhèn)化的動力不能單獨地考慮工業(yè)總產(chǎn)值或者農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，而是要考慮兩者的比例關(guān)系。因此，本文分析工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值之比對城鎮(zhèn)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(yōu)度為0.9631，說明自變量很好地解釋了因變量的變動。根據(jù)系數(shù)的顯著性檢驗，工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之比是人口城鎮(zhèn)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(yè)與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率對人口城鎮(zhèn)化水平的影響
勞動生產(chǎn)率直接反映了生產(chǎn)水平，決定了生產(chǎn)活動對勞動力的需求。如果工業(yè)勞動生產(chǎn)率提高，則工業(yè)生產(chǎn)對勞動力的需求就會減少，即城鎮(zhèn)就業(yè)機會減少，從而減小工業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的拉力；如果農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高，則農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對勞動力的需求就會減少，從而增大農(nóng)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的推力。因此，工業(yè)與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率是人口城鎮(zhèn)化水平的重要影響因素。勞動生產(chǎn)率可以用單位勞動者在單位時間內(nèi)生產(chǎn)產(chǎn)品的價值量來表示，單位時間內(nèi)生產(chǎn)的價值量越多，勞動生產(chǎn)率就越高。本文取單位時間為一年。同時，本文假設(shè)農(nóng)業(yè)與工業(yè)為兩個生產(chǎn)部門，城鎮(zhèn)人口從事工業(yè)生產(chǎn)，農(nóng)村人口從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。因此，工業(yè)勞動生產(chǎn)率用城鎮(zhèn)人口平均工業(yè)產(chǎn)值代表；農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率用農(nóng)村人口平均農(nóng)林牧漁產(chǎn)值代表。由于工業(yè)與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的單位為元/人，人口城鎮(zhèn)化水平為百分比。為了減小單位不統(tǒng)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(shù)。
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(yōu)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(shù)的顯著性檢驗，為因變量的重要影響因素。根據(jù)T檢驗值，工業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響大于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。由方程可知，在其他解釋變量不變的條件下，如果農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率單獨增加1個單位，那么人口城鎮(zhèn)化水平提高2.1879%；如果工業(yè)勞動生產(chǎn)率單獨增加1個單位，那么人口城鎮(zhèn)化水平降低2.0553 %。
三、實證結(jié)果分析
（一）工業(yè)與農(nóng)業(yè)發(fā)展對人口城鎮(zhèn)化水平的影響
1．工業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對人口城鎮(zhèn)化水平的影響。工業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的彈性系數(shù)符號符合理論預(yù)期。工業(yè)生產(chǎn)總值的彈性系數(shù)為正，是由于在其他條件不變的情況下，工業(yè)生產(chǎn)總值增加必然需要更多的勞動力，導(dǎo)致工業(yè)對城鎮(zhèn)化的拉力增大；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的彈性系數(shù)為負(fù)，是由于在其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增加必然需要更多的勞動力，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)對城鎮(zhèn)化的推力減小。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響大于工業(yè)生產(chǎn)總值，說明農(nóng)業(yè)發(fā)展的推力大于工業(yè)發(fā)展的拉力。
2．工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之比對人口城鎮(zhèn)化水平的影響。工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之比的彈性系數(shù)符號為正，符合理論預(yù)期。方程2與方程1的結(jié)論是一致的，在其他條件不變的情況下，工業(yè)生產(chǎn)總值增加，引起工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之比提高，導(dǎo)致人口城鎮(zhèn)化水平提高；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增加，引起工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之比降低，導(dǎo)致人口城鎮(zhèn)化水平降低。但是，方程2沒有使用雙對數(shù)模型，更直接地反映人口城鎮(zhèn)化水平的變化情況。
（二）工業(yè)與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率對人口城鎮(zhèn)化水平的影響
1．方程3中的工業(yè)勞動生產(chǎn)率的彈性系數(shù)符號為負(fù)，正好與方程1中的工業(yè)生產(chǎn)總值的彈性系數(shù)相反。但是，兩者都是符合理論預(yù)期的。討論工業(yè)勞動生產(chǎn)率的彈性系數(shù)的時候是在工業(yè)生產(chǎn)總值不變的條件下，此時工業(yè)勞動生產(chǎn)率提高，必然會帶來工業(yè)對勞動力需求的減少，導(dǎo)致工業(yè)對城鎮(zhèn)化的拉力減小。因此，工業(yè)勞動生產(chǎn)率的彈性系數(shù)符號為負(fù)。
2．方程3中的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的彈性系數(shù)符號為正，正好與方程1中的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的彈性系數(shù)相反。但是，兩者都是符合理論預(yù)期的。討論農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的彈性系數(shù)的時候是在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值不變的條件下，此時農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高，必然會帶來農(nóng)業(yè)對勞動力需求的減少，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)對城鎮(zhèn)化的推力增大。因此，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的彈性系數(shù)符號為正。
四、政策建議
1.把工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之比作為推進城鎮(zhèn)化的重要參考指標(biāo)。城鎮(zhèn)化是一項復(fù)雜的、長期的系統(tǒng)工程，不僅對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生巨大影響，而且也影響著工業(yè)的發(fā)展。不論從理論分析來看，還是從實證研究來看，工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之比都是人口城鎮(zhèn)化水平的重要影響因素，反映了工業(yè)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長能夠承載的城鎮(zhèn)化水平。因此，在推進城鎮(zhèn)化時應(yīng)該把工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之比作為重要參考指標(biāo)，判斷城鎮(zhèn)化水平是否與工農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長相適應(yīng)。
2.大力提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率是推進城鎮(zhèn)化的有效途徑。從方程1可知，在勞動生產(chǎn)率不變的條件下，城鎮(zhèn)化由于減少農(nóng)業(yè)勞動力，會阻礙農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟增長。因此，既保障農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，又能夠推進城鎮(zhèn)化的途徑就是提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。方程3也證明了此觀點，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率系數(shù)符號為正，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與城鎮(zhèn)化水平呈正相關(guān)。3.促進工業(yè)經(jīng)濟增長是推進城鎮(zhèn)化的有效途徑。從方程1可知，在勞動生產(chǎn)率不變的條件下，工業(yè)總產(chǎn)值增加需要更多的勞動力，即提高更多的城鎮(zhèn)就業(yè)崗位，推進城鎮(zhèn)化水平的提高。
4.發(fā)展勞動密集型行業(yè)是推進城鎮(zhèn)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(yè)勞動生產(chǎn)率與城鎮(zhèn)化水平成負(fù)相關(guān)。因此，工業(yè)發(fā)展中應(yīng)該重視勞動密集型行業(yè)的發(fā)展，既提高生產(chǎn)總值，又增加就業(yè)機會，積極有效地推進城鎮(zhèn)化。
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關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化 影響因素 空間面板模型 溢出效應(yīng)
引言
隨著中國經(jīng)濟快速增長，目前城鎮(zhèn)化已經(jīng)是中國正在經(jīng)歷的一個最重要的結(jié)構(gòu)性變化。“十五”規(guī)劃中首次提出城鎮(zhèn)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(zhèn)化，十明確提出要工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化良性互動、同步發(fā)展。在《國務(wù)院關(guān)于城鎮(zhèn)化建設(shè)工作情況的報告》中首次明確城鎮(zhèn)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(zhèn)化進程的研究已是相當(dāng)緊迫。
近年來，已有大量文獻在對中國城鎮(zhèn)化方面進行了研究，包括城鎮(zhèn)化的歷史、現(xiàn)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(shù)據(jù)對中國省域城市化水平影響因素進行了實證分析，得出區(qū)域城市化之間存在相關(guān)，即城市化水平的提高將通過空間溢出促進周邊地區(qū)的城市化發(fā)展，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是影響地區(qū)城市化水平的主要因素。秦佳（2013）利用六普的數(shù)據(jù)實證了人口城鎮(zhèn)化水平空間差異的影響因素，并提出第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)水平的提升對中西部地區(qū)人口城鎮(zhèn)化的促進作用大于其在東部的作用。上述文獻，是以截面數(shù)據(jù)為研究對象，分別分析各變量對城鎮(zhèn)化的影響。姜磊（2011）研究了城市化進程與城鄉(xiāng)收入差距的影響路徑識別，實證結(jié)果表明：城市化進程對縮減城鄉(xiāng)收入差距的作用是積極影響和消極影響并存，關(guān)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(yīng)的城市化進程。該文主要是針對城市化進程與城鄉(xiāng)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(zhèn)化水平上是否存在顯著的空間相關(guān)性，及影響城鎮(zhèn)化水平的因素是什么？相鄰區(qū)域的城鎮(zhèn)化水平對本地區(qū)的擴散程度是多大？以及鄰近地區(qū)的影響因素對本地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平是否存在溢出效應(yīng)？溢出效應(yīng)多大？本文的創(chuàng)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(yōu)勢以及確定影響城鎮(zhèn)化水平的因素，并計算出各自的溢出效應(yīng)。
研究方法
（一）Moran's I指數(shù)
在空間統(tǒng)計學(xué)中常常使用空間自相關(guān)指數(shù)Moran's I指數(shù)來檢驗變量是否存在空間相關(guān)性，因此本文利用Moran's I指數(shù)研究人口城鎮(zhèn)化的全局空間相關(guān)性。Moran's I指數(shù)定義為：
（1）
當(dāng)Moran’s I指數(shù)為正時，表明存在明顯的正空間自相關(guān)，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(qū)數(shù)據(jù)在空間上有相似的屬性；當(dāng)Moran’s I指數(shù)為負(fù)時，表明存在負(fù)的空間自相關(guān)，相似的觀測值趨于分散分布，表明不同地區(qū)數(shù)據(jù)在空間上有不相似的屬性；當(dāng)Moran’s I指數(shù)為零時，觀測值呈現(xiàn)獨立地隨機分布。Moran’s I指數(shù)絕對值反映了空間相關(guān)程度的大小，絕對值越大，空間相關(guān)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(shè)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(qū)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(jù)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(yīng)和隨機效應(yīng)。
空間滯后模型固定效應(yīng)的基本結(jié)構(gòu)如下：
（2）
空間誤差面板固定效應(yīng)模型 ：
（3）
（4）
ρ是度量相鄰地區(qū)綜合城鎮(zhèn)化水平對本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的影響程度。空間誤差系數(shù) λ 則反映了鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的誤差沖擊之和對本地區(qū)城鎮(zhèn)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(xiàn)。
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(jīng)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(jīng)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(shù)。
（三）直接影響與溢出效應(yīng)
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(shè)定情況下變量的變化所產(chǎn)生的沖擊，為檢驗空間溢出效應(yīng)提供了有效的基礎(chǔ)。SLM模型可以被改寫為如下矩陣形式 ：
（5）
其中，Y關(guān)于第1至第N個區(qū)域的內(nèi)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(yīng)。
實證分析及估計結(jié)果
（一）指標(biāo)選擇和數(shù)據(jù)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(jīng)濟增長的相互關(guān)系。郭軍華（2009）運用面板協(xié)整檢驗實證了我國東、中、西部城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間具有長期均衡關(guān)系。江易華（2012）利用2009年統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)對縣域人口城鎮(zhèn)化的影響因素進行分析，實證了生產(chǎn)總值、農(nóng)林牧漁業(yè)人員、城鄉(xiāng)收入比和人口發(fā)展功能區(qū)劃是影響縣域人口城鎮(zhèn)化的主要因素。蔣偉（2009）將各省的人均 GDP、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占 GDP 的比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)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(xiāng)收入差距等因素對城鎮(zhèn)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(qū)之間土地城鎮(zhèn)化水平、第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)水平和產(chǎn)值水平，以及人均 GDP 的差距是造成人口城鎮(zhèn)化平空間差異的主要原因。
根據(jù)以往文獻對城鎮(zhèn)化影響因素的分析以及數(shù)據(jù)的可得性。本文研究文盲率、城鄉(xiāng)收入差距、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比、人均財政預(yù)算支出、人均進出口額、人均地區(qū)生產(chǎn)總值對人口城鎮(zhèn)化率的影響。
本文對所有數(shù)據(jù)取對數(shù)，是為數(shù)據(jù)之間的可比性和減少異方差，其中Y表示城鎮(zhèn)化率，國內(nèi)學(xué)者已基本達成對人口城鎮(zhèn)化率指標(biāo)的共識，即采用各地區(qū)非農(nóng)人口數(shù)比各地區(qū)總?cè)丝跀?shù)， 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(xiāng)收入差距，各地區(qū)城鎮(zhèn)居民平均每人可支配收入比各地區(qū)農(nóng)村居民平均每人純收入，S表示第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比，即第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占生產(chǎn)總產(chǎn)值的比重，T表示第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比，即第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占生產(chǎn)總產(chǎn)值的比重，D人均財政預(yù)算支出，各地區(qū)一般財政預(yù)算支出比上各地區(qū)人口數(shù)， Exit人均進出口額，即各地區(qū)按經(jīng)營單位所在地分商品進出口總額除以各地區(qū)人口數(shù)，Rgdp為人均地區(qū)生產(chǎn)總值。本文以中國31個省為研究對象，根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性采用1998～2011年的年度數(shù)據(jù)，即進行實證分析的樣本數(shù)據(jù)為1998～2011年中國31個省份的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于1999 ～2012年中國統(tǒng)計年鑒和1999～2006年中國人口統(tǒng)計年鑒，2007～2012年中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒。
（二）實證分析
空間自相關(guān)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(zhèn)化率的全局自相關(guān)Moran's I指數(shù)值如圖1所示。其中Moran's I值在0.26～0.4的正值區(qū)域內(nèi)，且總體呈現(xiàn)遞增增長趨勢，各地區(qū)城鎮(zhèn)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(qū)城鎮(zhèn)化率Moran's I值呈現(xiàn)遞增趨勢則說明空間集聚現(xiàn)象越來越穩(wěn)定，空間依賴性在不斷增強，溢出效應(yīng)在逐漸增大。
全局空間 Moran's I指數(shù)描述我國區(qū)域城鎮(zhèn)化率的總體空間自相關(guān)模式，但不能確定各地區(qū)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(qū)城鎮(zhèn)化率聚集情況提供信息。其中局部Moran's I指數(shù)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(qū)，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(zhèn)化率，及其地區(qū)城鎮(zhèn)化率之間差異不大，存在較強的正空間自相關(guān)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(zhèn)化率的北京、天津等地，這些地區(qū)在高城鎮(zhèn)化率區(qū)域范圍內(nèi)，如果充分利用周圍的高城鎮(zhèn)化率地區(qū)的擴散效應(yīng)，這些地區(qū)也會在城鎮(zhèn)化率水平上得到較好的提高。因此，這一象限成為過渡區(qū)。第三象限（LL）主要是西部地區(qū)，以及部分中南省份，這些區(qū)域是連同周圍地區(qū)都是低城鎮(zhèn)化率城市，例如，四川、貴州等高原地區(qū)，另外，經(jīng)濟的發(fā)展水平也是一個很重要的因素，這些區(qū)域普遍表現(xiàn)為不發(fā)達省份。第四象限（HL）是廣東、內(nèi)蒙古和重慶，這些省份應(yīng)該發(fā)揮典范作用，帶領(lǐng)周圍區(qū)域共同發(fā)展，從而形成相輔相成的良性發(fā)展模式。
模型估計結(jié)果。空間相關(guān)分析Moran's I指數(shù)定量證明了各地區(qū)城鎮(zhèn)化率之間存在顯著的空間相關(guān)性，因此有必要采用空間面板回歸模型來描述城鎮(zhèn)化率的影響因素及其影響因素之間的關(guān)系。本文根據(jù)理論分析選擇空間面板滯后模型固定效應(yīng)模型，因為根據(jù)固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)的選擇理論，隨機效應(yīng)主要是以樣本為估計母體的。本文分別對面板數(shù)據(jù)的OLS估計以及空間面板滯后模型對無固定效應(yīng)、地區(qū)固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)和地區(qū)與時間固定效應(yīng)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(jié)果如表1所示。表2為模型的LM檢驗結(jié)果。表3為各內(nèi)生變量的直接影響和溢出效應(yīng)檢驗。
從R2、σ2、LogL等統(tǒng)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(qū)固定效應(yīng)模型R2比普通面板模型R2高出10%以上，故認(rèn)為區(qū)域城鎮(zhèn)化率模型中存在空間效應(yīng)。然而，在模型中從統(tǒng)計量來看地區(qū)和時間固定效應(yīng)模型是具有最好的擬合度，但是從模型參數(shù)估計的結(jié)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(rèn)為時間固定效應(yīng)模型能更貼切地描述我國各地區(qū)城鎮(zhèn)化率的影響因素以及相互之間的關(guān)系，在時間固定效應(yīng)模型中參數(shù)大多數(shù)都通過了1%顯著性水平檢驗，同時綜合統(tǒng)計量指標(biāo)也相對較合理，故本文將選擇時間固定效應(yīng)空間面板滯后模型進行分析。
在空間面板滯后地區(qū)固定效應(yīng)模型中，空間相關(guān)系數(shù)ρ表示與該地區(qū)相連接的省份在城鎮(zhèn)化率水平對本地區(qū)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(qū)城鎮(zhèn)化率之間存在顯著的正向空間效應(yīng)，即在某種程度上本地區(qū)的城鎮(zhèn)化率是依賴于相近地區(qū)的城鎮(zhèn)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(qū)城鎮(zhèn)化更為合理。
通過表1到表3的估計結(jié)果，本文可得到以下結(jié)論：
首先，城鎮(zhèn)化率與文盲率之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即各地區(qū)的文盲率越高，相對應(yīng)的城鎮(zhèn)化水平則會越低。城鄉(xiāng)收入差距與城鎮(zhèn)化率是存在系數(shù)為-0.423的顯著性負(fù)相關(guān)的，城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)化的影響是最大的。即減少城鎮(zhèn)收入差距可以最有效促進我國城鎮(zhèn)化水平的提高。這與蔣偉（2009）研究結(jié)論是一致的。此外，人均進出口額與城鎮(zhèn)化水平之間也存在負(fù)的相關(guān)性的，但是影響程度不大，這與秦佳（2013）和蔣偉（2009）的研究結(jié)果均不一樣。筆者認(rèn)為可能是樣本差異，蔣偉和秦佳都是以截面數(shù)據(jù)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(guān)系。
其次，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比值對城鎮(zhèn)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(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比值提高1%，則平均來說，城鎮(zhèn)化水平提高0.403%。與第二產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)化率的0.32%相比，第三產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)化率的促進作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于第二產(chǎn)業(yè)的作用。加大服務(wù)業(yè)的發(fā)展是引領(lǐng)我國城鎮(zhèn)化水平進一步提升的關(guān)鍵因素。
最后，從各個變量的直接影響和溢出效應(yīng)可以進一步了解不同變量對城鎮(zhèn)化影響因素的具體效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有的解釋變量對城鎮(zhèn)化率都存在顯著的區(qū)域間的溢出效應(yīng)，各個變量的溢出效應(yīng)對城鎮(zhèn)化率的影響方向與直接影響是一致的。城鄉(xiāng)收入差距的溢出效應(yīng)是最大的，也只是當(dāng)相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距減少1%，本地的城鎮(zhèn)化率平均上升0.074%。即各變量對城鎮(zhèn)化率存在顯著的溢出效應(yīng)。
結(jié)論及政策建議
本文得出結(jié)論：中國城鎮(zhèn)化率存在空間自相關(guān)性。同時各變量對城鎮(zhèn)化率均存在顯著的影響，同時實證也發(fā)現(xiàn)各變量對鄰近省域的城鎮(zhèn)化率存在具有顯著的溢出效應(yīng)。由此本文提出以下建議：
第一，充分利用地理優(yōu)勢。根據(jù)上文的分析，區(qū)域城鎮(zhèn)化率間存在空間相關(guān)性，空間相關(guān)系數(shù)為0.15以及各自變量對本地區(qū)城鎮(zhèn)化存在溢出效應(yīng)。故應(yīng)充分引導(dǎo)東部沿海發(fā)達地區(qū)的擴散效應(yīng)，帶動周圍城市步入高城鎮(zhèn)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(xiāng)收入差距。教育水平的落后以及城鄉(xiāng)收入差距的擴大對城鎮(zhèn)化發(fā)展有著顯著的負(fù)面影響。增加各地區(qū)的受教育機會，特別應(yīng)增加農(nóng)村基礎(chǔ)教育的投入，降低文盲率，進而提高勞動力的文化素質(zhì)。縮小城鄉(xiāng)收入差距是提高城鎮(zhèn)化水平最有效的途徑。可以通過以下方式縮小城鄉(xiāng)收入差距：合理定價農(nóng)產(chǎn)品價格，減少中間各種費用；暢通農(nóng)產(chǎn)品銷售渠道，提供供銷平臺；引導(dǎo)農(nóng)產(chǎn)品的合理耕種，多種渠道提高農(nóng)村居民的純收入，進而可以擴大居民對工業(yè)產(chǎn)品和服務(wù)的消費，從而推動城市化的發(fā)展。
第三，加大第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。在影響省域城鎮(zhèn)化水平的諸多因素中，其中第三產(chǎn)業(yè)是推動城鎮(zhèn)化率水平提高的主要力量，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和城鎮(zhèn)化率水平的提高關(guān)系最密切。因此，在遵循市場經(jīng)濟規(guī)律的前提下，進一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，合理預(yù)算財政支出，進而促進城市化進程的良性可持續(xù)漸進式發(fā)展。
參考文獻：
1.Anselin L.Spatial Econometrics：Methods and Models[M].Dordrecht：Kluwer Academic Publishers，1988
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[關(guān)鍵詞] 城鎮(zhèn)化；農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移；協(xié)調(diào)發(fā)展
[中圖分類號] F832.48[文獻標(biāo)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(zhèn)化列為全民建設(shè)小康社會的目標(biāo)之一，城鎮(zhèn)化面臨著重要的機遇期，是我國實現(xiàn)現(xiàn)代化過程的必然階段。近年來我國城鎮(zhèn)化進程飛速前進，但是在高速發(fā)展的同時也面臨著種種危機，怎樣妥善安置農(nóng)村轉(zhuǎn)移的勞動力就是其中之一。重慶是我國西部地區(qū)唯一的直轄市，地域面積廣大，人口眾多，處理好城鎮(zhèn)化進程與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移之間的關(guān)系，能夠吸引廣大的農(nóng)村勞動力，能夠帶動重慶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級優(yōu)化，能夠提高全民生活水準(zhǔn)，能夠率先實現(xiàn)全民小康的宏偉目標(biāo)。
2.重慶城鎮(zhèn)化與勞動力勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模分析
2.1模型建立
表1.1勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模與城鎮(zhèn)化率歷年數(shù)據(jù)（1998年—2011年）
Table1.1 The scale of Labor Transfer and the urbanization rate over the years
數(shù)據(jù)來源：重慶市統(tǒng)計年鑒（2012）
表1.1為重慶市城鎮(zhèn)化水平與勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模以及其他相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，根據(jù)最近幾年符合趨勢的數(shù)據(jù)，構(gòu)建以下重慶市城鎮(zhèn)化水平與勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模模型：
其中，-勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模（萬人），-城鎮(zhèn)化水平（%）
進行Cubic擬合三次方程回歸分析，得到方程：
得系數(shù)R2=0.985，擬合優(yōu)度相關(guān)系數(shù)R=0.992，表明該方程中的兩因素的相關(guān)性十分顯著,F值為358.627，p=0.000
2.2相關(guān)性模型分析
通過以上分析可知，城鎮(zhèn)化水平（X）與勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模(Y)函數(shù)對應(yīng)關(guān)系為：
其函數(shù)曲線如圖1.1所示。
圖1.1城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模循環(huán)上升圖
Fig5.1 the scale of labor transfer and the level of urbanization circulate rising
現(xiàn)定義: ,則表示單位城鎮(zhèn)化水平的提高，對勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模需求的增加量； 則表示單位城鎮(zhèn)化水平的提高，對勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模變化量的增加量。
對進行求一次導(dǎo)：
=55.026-07512X
令=0,得出X =73.25，所以當(dāng)前重慶各項指標(biāo)維持現(xiàn)狀的情況下，城鎮(zhèn)化水平達到73.25%，城鎮(zhèn)地區(qū)對農(nóng)村轉(zhuǎn)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(nóng)村勞動力積極的市民化，那么新增的農(nóng)村勞動力將不能被城鎮(zhèn)所接收，城鎮(zhèn)化進程將進入停滯狀態(tài)，這里把該城鎮(zhèn)化水平看為危險城鎮(zhèn)化率。
對進行求二次導(dǎo)：
結(jié)果分析：
1、>0表明，重慶市城鎮(zhèn)化水平單位增長對農(nóng)村勞動力需求越來越多，同時單位規(guī)模的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對重慶市城鎮(zhèn)化發(fā)展的推動力越來越明顯。通過勞動力的大規(guī)模轉(zhuǎn)移能夠有效的加快城鎮(zhèn)化進程，通過加速城鎮(zhèn)化基礎(chǔ)可以吸納更改的農(nóng)村勞動力，兩者相互促進，螺旋上升。,但城鎮(zhèn)化化率在達到73.25%時，城鎮(zhèn)化發(fā)展停滯，遠(yuǎn)沒有達到發(fā)達國家和地區(qū)80%以上的城鎮(zhèn)化水平。重慶市由于經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不足、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不完善等原因，導(dǎo)致城鎮(zhèn)吸納農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力的能力嚴(yán)重不足。
2、
城鎮(zhèn)化發(fā)展停滯，大量的農(nóng)村人口沒有合理轉(zhuǎn)移，農(nóng)民的收入水平難以提高，導(dǎo)致農(nóng)村無法投入足夠財力來發(fā)展教育，使農(nóng)村居民的整體素質(zhì)低，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化技術(shù)的推廣速度慢，農(nóng)村人口的經(jīng)營管理較差，市場意識較薄弱不能適應(yīng)和參與市場的經(jīng)濟活動，廣大農(nóng)民沒有參與農(nóng)業(yè)管理的教育和培訓(xùn)，缺乏市場經(jīng)濟和農(nóng)業(yè)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的管理知識，難以適應(yīng)時代需求和參與國際競爭。因此，形成了一個惡性循環(huán)：城鎮(zhèn)化發(fā)展停滯—>農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移受限—>城鎮(zhèn)化發(fā)展停滯。
3建議
3.1擴大農(nóng)業(yè)科技投入
根據(jù)測算，2004年重慶地區(qū)農(nóng)業(yè)剩余勞動力為30.07萬，2011年農(nóng)村剩余勞動力增至119.67萬人，大規(guī)模的農(nóng)業(yè)剩余勞動力在生產(chǎn)過程中確沒有生產(chǎn)出任何農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，是人力資源的極大的浪費，所以，重慶農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平偏低，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所投入的農(nóng)業(yè)科技較少，農(nóng)業(yè)科技投入亟待加強。科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力，利用科技的力量來推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高是再好不過的選擇。針對重慶市實際，應(yīng)大力推進機械化運作、增加農(nóng)業(yè)科技投入，在政策上對購買農(nóng)用機械的給予一定的補償，以提高農(nóng)民的生產(chǎn)積極性。
3.3增加鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入
重慶多山，鄉(xiāng)村所處地域的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)普遍比較落后，盡快改變農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施滯后的狀況，是廣大農(nóng)民的迫切要求，既是建設(shè)社會主義新農(nóng)村的重要內(nèi)容，也是統(tǒng)籌城鎮(zhèn)化進程和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的重要手段。加強農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，應(yīng)當(dāng)在已有基礎(chǔ)上，繼續(xù)加大投資力度，擴大實施規(guī)模，充實建設(shè)內(nèi)容。加快與重慶市經(jīng)濟發(fā)展水平相適應(yīng)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，促使小城鎮(zhèn)發(fā)展進入良性循環(huán)。
3.4優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，形成經(jīng)濟多極增長
產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否合理決定了這個城市今后的發(fā)展?jié)摿Α２缓侠淼漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在短期時間內(nèi)雖然可以促進國民經(jīng)濟的增長和解決農(nóng)村勞動力和城市勞動力的就業(yè)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(chǎn)業(yè)處于全球產(chǎn)品價值鏈的末端，表現(xiàn)為裝配環(huán)節(jié)（勞動密集型）和非核心技術(shù)（低附加值）,與國內(nèi)其他地區(qū)的產(chǎn)業(yè)過于相似，導(dǎo)致競爭激烈，利潤下降，生存條件惡化，積極優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推進勞動密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，世界發(fā)達國家和地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)對就業(yè)的貢獻率高達75%以上，依靠第三產(chǎn)業(yè)來促進就業(yè)是經(jīng)濟和社會發(fā)展到一定階段時的必然選擇。
3.5 完善社會保障制度
城鄉(xiāng)二元的戶籍制度衍生了城鄉(xiāng)社會保障制度巨大差異，農(nóng)村勞動力從農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)，從本質(zhì)上已經(jīng)完全脫離了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，但是確因為不是城鎮(zhèn)居民而享受不到城市的優(yōu)厚社會保障。因此應(yīng)該統(tǒng)籌城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展，擴大社會保障所覆蓋的區(qū)域，對在城鎮(zhèn)工作的農(nóng)村勞動力提供社會保障，使農(nóng)村勞動力能更好的融入城鎮(zhèn)，增加城鎮(zhèn)地區(qū)對農(nóng)村勞動力的吸引力，實現(xiàn)農(nóng)村勞動力的徹底城鎮(zhèn)化。
參考文獻：
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[作者簡介]
[關(guān)鍵詞] 城鎮(zhèn)化 房地產(chǎn)價格 線性回歸模型
一、引 言
城鎮(zhèn)化是農(nóng)村人口不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移,第二、三產(chǎn)業(yè)不斷向城鎮(zhèn)聚集,從而使城鎮(zhèn)數(shù)量不斷增加,城鎮(zhèn)規(guī)模不斷擴大的歷史過程。堅持走中國特色城鎮(zhèn)化道路是今年中國政府工作報告提出的2010年的主要任務(wù)之一。中國城鎮(zhèn)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(zhèn)人口。中國城鎮(zhèn)化水平增長率每年保持在1.5%左右,預(yù)計到2020年,城鎮(zhèn)化水平將為60.57%,達到中等發(fā)達國家水平。伴隨著快速的城鎮(zhèn)化進程,影響中國千家萬戶安居樂業(yè)的房地產(chǎn)價格亦呈不斷上漲之勢,1997――2009的12年時間里,年均房地產(chǎn)價格增長率為8.19%(見表),大大超過同期城鎮(zhèn)居民可支配收入的增長率。快速上漲的房價導(dǎo)致部分城鎮(zhèn)家庭購房困難,這種現(xiàn)象引起了社會各界的普遍關(guān)注和憂慮。住房問題不僅是一個經(jīng)濟問題,而且是一個社會問題。有效控制房價,成為當(dāng)前政府和學(xué)者們關(guān)注的中心問題。引起房價上漲的原因很多,許多學(xué)者從各種角度進行了詳細(xì)的分析。本文將從城鎮(zhèn)化水平與房地產(chǎn)價格關(guān)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(zhèn)化率(CSH)、房地產(chǎn)價格(HP)和居民消費價格指數(shù)(CPI)年度數(shù)據(jù)(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(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》,城鎮(zhèn)化率為城鎮(zhèn)人口與人口總數(shù)量之比;房地產(chǎn)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(shù)據(jù),在考慮通貨膨脹的條件下,建立中國房地產(chǎn)價格與城鎮(zhèn)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(chǎn)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(chǎn)價格、城鎮(zhèn)化水平(城鎮(zhèn)化率)和通貨膨脹率,以房地產(chǎn)價格為被解釋變量,城鎮(zhèn)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(shù)。其中,β1為變量CSH前的系數(shù),表示考慮通脹因素下,城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)價格的影響,μi是隨機誤差項。
根據(jù)各年的《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù),選取1997年至2009年的中國城鎮(zhèn)化水平和居民住宅價格分別作為城鎮(zhèn)化水平指標(biāo)值和房地產(chǎn)價格指標(biāo)值,居民消費價格指數(shù)作為通貨膨脹指標(biāo)值,對其進行相關(guān)性分析、參數(shù)估計及模型檢驗。
1.相關(guān)性分析
根據(jù)表1提供的數(shù)據(jù),應(yīng)用Eviews6. 0對房地產(chǎn)價格HP、城鎮(zhèn)化水平CSH和通貨膨脹率CPI之間進行相關(guān)性分析,得到的相關(guān)系數(shù)為:
r(CSH,HP) =0.89954,r(CSH,CPI) =0.70828,r(HP,CPI) =0.80070
由以上的相關(guān)系數(shù)可以得出CSH、HP和CPI之間存在較強的相關(guān)性,城鎮(zhèn)化水平對房地產(chǎn)價格可能起著一定的推動作用,或者說城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)價格產(chǎn)生了一定的影響。為了明確通貨膨脹條件下,城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)價格的確切影響,下面對其進行參數(shù)估計及模型檢驗。
2.參數(shù)估計
利用統(tǒng)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(shù),
參數(shù)估計的結(jié)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(shù),說明城鎮(zhèn)化水平每上升1%,可導(dǎo)致房地產(chǎn)價格上漲117.27元。可決系數(shù)R2為0.86286,修正的可決系數(shù)為0.835428,說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好,即解釋變量“城鎮(zhèn)化水平CSH、通貨膨脹率CPI”對被解釋變量“房地產(chǎn)價格HP”的絕大部分差異做出了解釋。
對回歸系數(shù)的t檢驗:針對 由表2可知,估計的回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差和t值分別為: 的標(biāo)準(zhǔn)誤差和t值分別為: ; 的標(biāo)準(zhǔn)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(yīng)拒絕;因為,所以不能拒絕。這表明,城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)價格有顯著影響。
三、結(jié)論與政策建議
通過以上實證分析,本文得出以下結(jié)論:在考慮通貨膨脹的條件下,城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)價格有顯著影響,城鎮(zhèn)化水平每上升1%可導(dǎo)致房地產(chǎn)價格上漲117.27元。城鎮(zhèn)化是現(xiàn)代化的必由之路,而城鎮(zhèn)化將帶來房地產(chǎn)價格的上升。為此,中國應(yīng)堅持走中國特色城鎮(zhèn)化道路,正確認(rèn)識城鎮(zhèn)化的重要意義,科學(xué)合理地對城鎮(zhèn)化進程進行規(guī)劃和布局。只有一個合理穩(wěn)定的城鎮(zhèn)化進程,才能夠帶來一個健康有序的房地產(chǎn)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(jīng)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(shè)和進步,擴大住房供給的數(shù)量的質(zhì)量,滿足居民居住需求。
參考文獻:
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論文關(guān)鍵詞：新疆，城鎮(zhèn)化，工業(yè)化，超前性
邊疆城鎮(zhèn)具有促進邊疆地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、鞏固邊疆地區(qū)民族關(guān)系、保障邊疆地區(qū)穩(wěn)定、維護祖國領(lǐng)土統(tǒng)一的功能[1]。因此，邊疆城鎮(zhèn)發(fā)展水平是衡量邊疆治理有效性的重要指標(biāo)，日益受到社會各方面的廣泛關(guān)注。新疆城鎮(zhèn)作為邊疆城鎮(zhèn)的重要組成部分，其發(fā)展水平直接影響到西北邊疆的發(fā)展和穩(wěn)定論文開題報告范文。既有關(guān)于新疆城鎮(zhèn)發(fā)展水平的研究多是橫向分析工業(yè)化，考察新疆區(qū)域內(nèi)外的城鎮(zhèn)發(fā)展差異，得出新疆城鎮(zhèn)化之后的結(jié)論[2]，縱向研究新疆城鎮(zhèn)發(fā)展水平的較少，特別是缺乏改革開放以來30年的動態(tài)考察。因此，通過對30年來新疆城鎮(zhèn)發(fā)展水平的動態(tài)考察分析新疆城鎮(zhèn)化的時空差異、演變趨勢和內(nèi)在機理，更好地為“城鎮(zhèn)邊疆”的建設(shè)提供政策制定依據(jù)。
一、新疆城鎮(zhèn)化水平的測量（1978-2008）
研究區(qū)域城鎮(zhèn)化首先要解決兩個問題：城鎮(zhèn)化水平的測量和城鎮(zhèn)化水平的判定。城鎮(zhèn)化水平的測量即城鎮(zhèn)化水平百分點的年變化，通常使用城鎮(zhèn)人口所占總?cè)丝诒戎睾饬俊3]
表1 新疆1978年-2008年城鎮(zhèn)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(zhèn)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(qū)各城鎮(zhèn)的社會信息化發(fā)展水平的測度；二是信息
>> 社會信息化之信息資源測度指標(biāo)構(gòu)建及發(fā)展水平測度研究 四川省信息化水平測度及發(fā)展對策研究 河北省新型城鎮(zhèn)化水平測度指標(biāo)體系及評價 河南省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的測度研究 海南省城鎮(zhèn)化水平測度及發(fā)展模式研究 廣西新型工業(yè)化水平測度研究 新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平綜合評價的實證研究 基于改進熵值法的發(fā)達地區(qū)新型城鎮(zhèn)化綜合水平測度 新型工業(yè)化、信息化、新型城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化互動耦合機理研究 新型城鎮(zhèn)化進程中的信息化理論體系研究 山東省信息化驅(qū)動新型城鎮(zhèn)化發(fā)展研究 制造業(yè)企業(yè)信息化水平測度研究的文獻計量分析 信息化：引領(lǐng)新型城鎮(zhèn)化 以信息化推動新型城鎮(zhèn)化建設(shè) 新型城鎮(zhèn)化離不開信息化 區(qū)域物流協(xié)同水平測度實證研究 新型城鎮(zhèn)化質(zhì)量評價指標(biāo)體系構(gòu)建及實證研究 信息化發(fā)展水平的宏觀動力因素研究:理論和實證 山東省新型城鎮(zhèn)化測度與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系研究 河北省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平差異及對策研究 常見問題解答 當(dāng)前所在位置：l.
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關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化；居民消費；協(xié)整分析
中圖分類號：F12 文獻標(biāo)識碼：A
原標(biāo)題：我國城鎮(zhèn)化與居民消費增長關(guān)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(huán)境高污染，實現(xiàn)了9.8%的經(jīng)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(nèi)需求，促進投資穩(wěn)定增長和結(jié)構(gòu)優(yōu)化，要積極穩(wěn)妥推進城鎮(zhèn)化，嚴(yán)格控制‘兩高’和產(chǎn)能過剩行業(yè)盲目擴張”，并強調(diào)“中國作為大國要立足內(nèi)需，城鎮(zhèn)化就是最大的內(nèi)需”。“城鎮(zhèn)化可以有效推動消費”成為共識，“通過推進新型城鎮(zhèn)化啟動國內(nèi)需求”成為中國未來經(jīng)濟增長的又一新引擎。但現(xiàn)實并非如此，1978～2011年我國城鎮(zhèn)化率由17.9%穩(wěn)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(zhèn)化是否有效地促進了國內(nèi)消費需求的增長？城鎮(zhèn)化促進國內(nèi)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(xiàn)實情況進行研究，為我國城鎮(zhèn)化發(fā)展提供合理建議。
二、文獻綜述
近年來，我國學(xué)者關(guān)于城鎮(zhèn)化與消費需求關(guān)系的研究逐漸增多。胡日東等研究得出城鎮(zhèn)化發(fā)展對居民消費增長有促進作用，城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村居民消費增長的累積效應(yīng)大于對城鎮(zhèn)居民消費的累積效應(yīng)。王翔指出，城市化的發(fā)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(qū)動消費機理的現(xiàn)實悖論，原因在于城市化發(fā)展非均衡、二元社會保障結(jié)構(gòu)、消費擠占和收入分配結(jié)構(gòu)失衡。蔣南平等研究得出我國城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)村消費需求的增長具有正向推動作用。長期來看，城鎮(zhèn)化水平提高1個百分點，會使農(nóng)村居民消費增長0.59%；短期來看，城鎮(zhèn)化水平提高1個百分點，會使農(nóng)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(shù)據(jù)，研究了我國城鎮(zhèn)化引致的農(nóng)村收入、教育以及金融等因素的變化對農(nóng)村居民消費的影響，得出城鎮(zhèn)化對我國農(nóng)村居民的消費具有正向的促進作用，由城鎮(zhèn)化引致的農(nóng)村收入、教育及金融等方面的改善對農(nóng)村居民消費也呈現(xiàn)為正向影響。
三、實證分析
（一）數(shù)據(jù)與變量。本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2012》，樣本取1978～2011年年度數(shù)據(jù)。本文將城鎮(zhèn)化對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費的影響分開研究，農(nóng)村居民人均生活消費支出和城鎮(zhèn)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(zhèn)化水平，記為City，采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬浚辉谀Ｐ椭屑尤刖用袷杖胨阶鳛榭刂谱兞浚棉r(nóng)村居民家庭人均純收入和城鎮(zhèn)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(shù)（1978=100）對農(nóng)村、城鎮(zhèn)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(xiàn)象，取上述變量的自然對數(shù)，分別用LU_consume、LC_consume、LCity、LU_income、LC_income表示。
（二）模型構(gòu)建。時間序列的平穩(wěn)性檢驗。為避免偽回歸，要進行協(xié)整檢驗，協(xié)整檢驗前要檢驗時間序列的平穩(wěn)性即單整階數(shù)。本文用ADF檢驗法來檢驗時間序列的單整階數(shù)，經(jīng)檢驗人均生活消費支出、居民收入水平和城鎮(zhèn)化水平時間序列LC_cosume、LU_consume、LC_income、LU_
income、LCity經(jīng)過一階差分平穩(wěn)，均為一階單整序列，變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。
時間序列的協(xié)整檢驗。采用Johansen協(xié)整中的跡統(tǒng)計量檢驗法來檢驗城鎮(zhèn)和農(nóng)村人均生活消費支出、居民收入水平和城鎮(zhèn)化水平變量之間的協(xié)整關(guān)系，協(xié)整檢驗結(jié)果如表1所示。（表1）可以看出，城鎮(zhèn)居民人均消費支出、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與城鎮(zhèn)化水平之間存在協(xié)整關(guān)系，且協(xié)整關(guān)系數(shù)為1；農(nóng)村居民人均生活消費支出、農(nóng)村居民家庭人均純收入與城鎮(zhèn)化水平之間存在協(xié)整關(guān)系，且協(xié)整關(guān)系數(shù)為1。
協(xié)整方程及檢驗。通過回歸，可得如下協(xié)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(nèi)為t統(tǒng)計量；“***”表示在1%顯著性水平上通過檢驗。
從檢驗結(jié)果來看，模型擬合優(yōu)度較好，D.W檢查表明不存在一階自相關(guān)，JB檢驗表明殘差序列服從正態(tài)分布，總體來看，兩個模型擬合效果較好。
實證分析結(jié)論：由方程一可以看出，我國城鎮(zhèn)居民消費支出與城鎮(zhèn)居民可支配收入及城鎮(zhèn)化水平之間呈現(xiàn)一種正相關(guān)關(guān)系，且城鎮(zhèn)居民可支配收入對城鎮(zhèn)居民消費支出的影響大于城鎮(zhèn)化水平對城鎮(zhèn)居民消費支出的影響。從模型估計來看，城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入提高1個百分點，會使城鎮(zhèn)居民消費增長0.72%；城鎮(zhèn)化水平提高1個百分點，會使城鎮(zhèn)居民消費增長0.37%，這與胡日東等城鎮(zhèn)化發(fā)展對居民消費增長有促進作用的研究結(jié)論相一致。
由方程二可以看出，我國農(nóng)村居民消費支出與農(nóng)村居民純收入之間存在正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)村居民家庭純收入提高1個百分點，會使農(nóng)村居民消費增長0.94%。我國農(nóng)村居民消費支出與城鎮(zhèn)化水平之間存在弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系，城鎮(zhèn)化水平提高1個百分點，會使農(nóng)村居民消費減少0.038%，但這種負(fù)的影響不顯著，影響系數(shù)沒有通過顯著性檢驗。這與孫虹喬、朱琛等城鎮(zhèn)化對農(nóng)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(jié)論基本一致。
綜合方程一、二可以看出，我國城鎮(zhèn)化發(fā)展對城鎮(zhèn)居民消費增長有正向的促進作用，但我國城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)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(nóng)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(nóng)村地區(qū)大于城鎮(zhèn)地區(qū)。
四、政策建議
（一）摒棄片面的規(guī)模化擴張道路，實現(xiàn)以人為本的城鎮(zhèn)化發(fā)展。我國目前的城鎮(zhèn)化片面追求城鎮(zhèn)人口快速增長和城鎮(zhèn)化規(guī)模擴張，忽視了城鎮(zhèn)化發(fā)展的核心是“以人為本”。要實現(xiàn)內(nèi)需總量擴大、居民消費增長和國內(nèi)消費結(jié)構(gòu)均衡的局面，必須走正確的城鎮(zhèn)化道路：一是城鎮(zhèn)化速度應(yīng)保持在一個合理的水平，注重城鎮(zhèn)化對消費的拉動效應(yīng)，為消費結(jié)構(gòu)升級和消費結(jié)構(gòu)調(diào)整創(chuàng)造條件；二是要走“以人為本”的城鎮(zhèn)化道路，把人的發(fā)展作為城鎮(zhèn)化的出發(fā)點和最終歸宿，城鎮(zhèn)化發(fā)展應(yīng)真正實現(xiàn)農(nóng)民分享城鎮(zhèn)化帶來的效益，從就業(yè)崗位、社會保障制度、公共服務(wù)水平等方面釋放進城居民消費需求，發(fā)揮城鎮(zhèn)化對消費的擴張作用。
（二）合理調(diào)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(jié)構(gòu)不合理，導(dǎo)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(diào)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(guī)模和比重，同時從公共醫(yī)療、教育等方面減少城鄉(xiāng)低收入居民未來支出負(fù)擔(dān)，從而提高居民消費率。
（三）完善城鎮(zhèn)化拉動消費的基礎(chǔ)條件，挖掘城鎮(zhèn)化對消費需求的帶動效應(yīng)。我國目前城鎮(zhèn)化過程中，進城農(nóng)村人口并沒有真正轉(zhuǎn)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(nóng)村消費的異地消費情況，這種人口城鎮(zhèn)化的提高根本無法推動消費。為了加強城鎮(zhèn)化對消費需求的帶動效應(yīng)，一是必須推動城鎮(zhèn)建設(shè)與人口城鎮(zhèn)化相互促進、協(xié)調(diào)發(fā)展，實現(xiàn)農(nóng)村人口有序進城的同時擴大就業(yè)、增加收入、轉(zhuǎn)變消費方式；二是必須消除城鄉(xiāng)戶籍差異，使進城農(nóng)民工在勞動就業(yè)、工資待遇、子女教育、社會保障、公共醫(yī)療、住房等基本公共服務(wù)方面享有與城鎮(zhèn)居民相同的待遇，從而完善有利于城鎮(zhèn)化拉動消費的基礎(chǔ)條件。
主要參考文獻：
[1]胡日東，蘇木志芳.中國城鎮(zhèn)化發(fā)展與居民消費增長關(guān)系的動態(tài)分析——基于VAR模型的實證研究[J].上海經(jīng)濟研究，2007.5.
