城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關系研究——《新型城鎮(zhèn)化研究》課題報告之五

1、 1 未經許可 不得轉載 研研 究究 參參 考考 資資 料料第 52 期國家統計局統計科學研究所 城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關系研究新型城鎮(zhèn)化研究新型城鎮(zhèn)化研究課題報告之五課題報告之五1 1摘要：城城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化與工化與工業(yè)業(yè)化化發(fā)發(fā)展之展之間間既相互既相互聯聯系，又相制系，又相制約約，如何正，如何正確確認識認識新型城新型城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化和新型工化和新型工業(yè)業(yè)化的關系，理化的關系，理順順二者二者間間相互影響的機制，相互影響的機制，協調協調好二者好二者間間相互關系，至關重要。相互關系，至關重要。本本報報告以中部省份湖南告以中部省份湖南為為例，例，從從定性和定量兩個角度，分析了湖南工定性和定量兩個角度，分析了湖南工業(yè)業(yè)化與

2、城化與城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化互化互動發(fā)動發(fā)展的展的歷歷程、程、工工業(yè)業(yè)化與城化與城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化的關化的關聯聯效效應應。 。報報告告發(fā)現發(fā)現,工工業(yè)業(yè)化化進進程程對對湖南城湖南城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化具化具有有較強較強的推的推動動作用，其作用，其帶動帶動效效應應不不僅僅在于工在于工業(yè)發(fā)業(yè)發(fā)展展對對城城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化的促化的促進進作作用上，更多地取決于工用上，更多地取決于工業(yè)業(yè)化化對對包括服包括服務業(yè)務業(yè)在內的整個非在內的整個非農產業(yè)農產業(yè)的拉的拉動動1 本報告由國家統計局綜合司和湖南省統計局聯合完成，研究結論僅代表課題組觀點，未經同意，請勿轉載。2013 年 11 月 21 日 2 效效應應。 。報報告建告建議議要更好地要更好地發(fā)揮發(fā)揮工

3、工業(yè)業(yè)化化對對城城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化的化的帶動帶動效效應應，必，必須須更加更加重重視視工工業(yè)業(yè)化和城化和城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化的化的協調協調共共進進，更加重，更加重視發(fā)揮視發(fā)揮服服務業(yè)對務業(yè)對推推進進新型工新型工業(yè)業(yè)化和新型城化和新型城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化的化的紐帶紐帶作用。作用。推進新型城鎮(zhèn)化和新型工業(yè)化，是當前我國經濟社會發(fā)展中的兩項重大問題。尤其是在當前加快結構調整和發(fā)展方式轉變的大形勢下，如何正確認識新型城鎮(zhèn)化和新型工業(yè)化的關系，理順二者間相互影響的機制，協調好二者間相互關系，至關重要。本報告以中部省份湖南為例，著重對上述問題進行分析和研究。一、湖南城鎮(zhèn)化與工業(yè)化互動發(fā)展的歷程湖南城鎮(zhèn)化與工業(yè)化是在較低水平發(fā)展起來的。197

4、8 年，全省城鎮(zhèn)化率2僅為 11.5%，工業(yè)化率 35.3%。受益于改革開放釋放的政策性紅利等因素拉動，發(fā)展進程不斷加快，2012 年，城鎮(zhèn)化率達到 46.7%，工業(yè)化率達到 41.2%。從城鎮(zhèn)化率和工業(yè)化率運行趨勢看，雖然個別年份有升有降，但是整體上揚態(tài)勢明顯。特別是，2000 年以后，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化雙雙進入快速增長通道，且有并駕齊驅之勢，與前期城鎮(zhèn)化上升較快、工業(yè)化平穩(wěn)運行的特征形成了鮮明對比。根據湖南城鎮(zhèn)化、工業(yè)化發(fā)展演變的特征，結合國家統計局對城鄉(xiāng)劃分的有關標準，本文把改革開放以來這一時期劃分為 19781981 年、19821999 年、20002012 年三個階段，互動發(fā)展的歷程。

5、2 城鎮(zhèn)化率，即城鎮(zhèn)人口占總人口的比重。 3 （一）19781981 年，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化在較低水平緩慢推進這一階段，湖南城鎮(zhèn)化率由 11.5%低速增長至 13.0%，4 年提高了 1.5 個百分點，年均提高 0.38 個百分點；由于改革從農村開始，農業(yè)發(fā)展加快，比重上升，工業(yè)化率則不升反降，由 35.3%下降為32.0%，年均下降約 0.83 個百分點。（二）19821999 年，城鎮(zhèn)化發(fā)展步伐大幅領先工業(yè)化這一階段，城鎮(zhèn)化率由 14.2%上升為 26.4%，18 年間提高了12.2 個百分點，年均提高 0.68 個百分點；工業(yè)化率3由 30.7%增長為 31.4%，雖然扭轉了前一階段的下降趨

6、勢，但 18 年僅提高了 0.7個百分點，年均提高 0.04 個百分點。到 1999 年，城鎮(zhèn)化率雖然仍低于工業(yè)化率，但是兩者的差距縮小為 5.1 個百分點。（三）20002012 年，城鎮(zhèn)化與工業(yè)化協同快速發(fā)展進入新世紀以來，湖南省委、省政府實施新型工業(yè)化戰(zhàn)略，把新型工業(yè)化作為經濟社會發(fā)展的第一推動力，以產業(yè)的振興帶動工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的發(fā)展。2000 年至 2012 年，工業(yè)化率由 30.8上升到 41.2%，提高 10.5 個百分點，年均提高 0.8 個百分點。城鎮(zhèn)化率由 29.8%上升至 46.7%，提高 16.9 個百分點，年均提高 1.3 個百分點。二、湖南城鎮(zhèn)化與工業(yè)化進程的關聯效應

7、（一）城鎮(zhèn)化與工業(yè)化進程關聯效應的定性分析3 工業(yè)化率，是指工業(yè)增加值占 GDP 的比重。 4 1.從產值結構看，湖南城鎮(zhèn)化與工業(yè)產值比重變化的相關性較低，與非農產業(yè)產值相關性較強產值結構是反映工業(yè)化水平的一個重要指標，一般用工業(yè)化率或者非農產業(yè)增加值占 GDP 比重來體現工業(yè)化水平。從從工工業(yè)業(yè)化化率率指指標標看看， ，湖南城鎮(zhèn)化與工業(yè)化發(fā)展相對不協調。 。19782012 年，湖南工業(yè)化率整體上呈現先下降、再上升的發(fā)展趨勢，且提高幅度不大，僅有 5.9 個百分點。其中由 1978 年的 35.3%下降到 2000年的 30.8%，再由 2001 年的 30.8%上升到 2012 年的 41

8、.2%。而同期的城鎮(zhèn)化率則一直保持上升態(tài)勢，由 11.5%上升到 29.75%，提高了 18.25 個百分點。城鎮(zhèn)化率與工業(yè)化率比值通常用來衡量兩者間的協調關系，比值的合理范圍是 1.42.5。經測算，1978-2012 年，湖南城鎮(zhèn)化率與工業(yè)化率比值在 0.331.17 之間，均未達到合理區(qū)間。顯然，工業(yè)化對城鎮(zhèn)化率上升的帶動作用是有限的。從從非非農農產產業(yè)業(yè)增增加加值值占占比比看看，1978-2012 年，非農產業(yè)增加值占GDP 比重與城鎮(zhèn)化率呈現非常相似的發(fā)展趨勢，由 1978 年的59.3%上升到 2012 年的 86.4%(期間第三產業(yè)占 GDP 比重由 18.6%上升到 39%)。

9、由此可見，非農產業(yè)的快速發(fā)展，對城鎮(zhèn)化起了較大的推進作用。圖 1 湖南工業(yè)化率、非農產業(yè)比重、城鎮(zhèn)化率 5 2.從就業(yè)結構看，城鎮(zhèn)化率與非農產業(yè)就業(yè)比重相關性很強工業(yè)化進程推動產業(yè)結構的變化，進而帶來就業(yè)結構的城鎮(zhèn)化，最后形成人口的城鎮(zhèn)化。因此，理論上也可以把非農產業(yè)就業(yè)比重作為反映工業(yè)化水平的指標。在理想狀況下，農業(yè)勞動力轉入其他產業(yè)的人口將被全部轉化為城鎮(zhèn)人口，那么勞動力的非農產業(yè)就業(yè)比重應該等于城鎮(zhèn)化率。我們使用一段時期內城鎮(zhèn)人口比重變動值 (Pu )和非農產業(yè)就業(yè)比重的變動值(Pa )之間的比值來評價該時期內城鎮(zhèn)化與工業(yè)化是否協調。協調狀況下，Pu /Pa= 1；若 Pu /Pa 1，

10、則城鎮(zhèn)化速度超過工業(yè)化進程；若 Pu /Pa 1，體現城鎮(zhèn)化滯后于工業(yè)化。但現實中，從事非農產業(yè)的人口不一定都住在城鎮(zhèn)，所以，城鎮(zhèn)化率一般會低于非農產業(yè)就業(yè)比重。根據國際經驗，城鎮(zhèn)化率與非農產業(yè)就業(yè)比重的比值一般在 0.83 左右。從 19782011 年湖南城鎮(zhèn)化率與非農產業(yè)就業(yè)比重的比值看，湖南城鎮(zhèn)化與工業(yè)化進程是比較協調的。具體從三個階段看：第一階段是 19781990 年，城鎮(zhèn)化滯后工業(yè)化；第二階段是 19902000 年，城鎮(zhèn)化較快于工業(yè)化；第三階段是 20002011 年，城鎮(zhèn)化與工業(yè)化趨于協調。 6 表 1 湖南城鎮(zhèn)化率與非農就業(yè)比重關系Pu Pa Pu /Pa 協調協調程度程度

11、1978-1990 年6.19.50.64城鎮(zhèn)化滯后工業(yè)化1990-2000 年12.29.61.27城鎮(zhèn)化較快于工業(yè)化2000-2011 年15.417.40.89城鎮(zhèn)化與工業(yè)化趨于協調1978-2011 年年33.636.50.92城城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化與工化與工業(yè)業(yè)化比化比較協調較協調3.從人均 GDP 看，城鎮(zhèn)化水平滯后于工業(yè)化通過用人均 GDP 衡量工業(yè)化水平來評價城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的關系也是當前國際上流行的一種方法4。根據錢納里賽爾昆模型，我們對美國歷年 GDP 平減指數作相應處理，得出 2012 年美元與1964 年美元的換算因子為 6 左右，即 1964 年 1 美元的購買力相當于 2012

12、年的 6 美元左右。因此，通過錢納里賽爾昆模型可以看到，人均 GDP 在 6000 美元時，城鎮(zhèn)化率應達到 63.4%。從湖南人均 GDP 來看，2012 年湖南人均 GDP 達到 5400 多美元，比較接近 6000 美元，相對應的城鎮(zhèn)化率應該在 60%以上，而實際城鎮(zhèn)化率只有 46.7%，比錢納里賽爾昆模型中的預測值低 10 多個百分點。表 2 依據錢納里賽爾昆模型對湖南城鎮(zhèn)化率的預測值人均人均 GDP(2012 年美元年美元)4206001200180024003000480060009000城城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化率（化率（%） ）12.822.036.243.949.052.760.163.465

13、.8（二）城鎮(zhèn)化與工業(yè)化進程關聯效應的定量分析4著名的錢納里賽爾昆模型描述了城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關系的一般變動模式:隨著人均收入水平的上升，工業(yè)化的演進導致產業(yè)結構的轉變，帶動了城鎮(zhèn)化程度的提高。錢納里賽爾昆模型以 1964 年美元為標準，對不同階段人均GDP 對應的城鎮(zhèn)化率做了預測。 7 要對城鎮(zhèn)化與工業(yè)化進程的關系進行定量分析，必須明確城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的衡量指標。衡量城鎮(zhèn)化水平的指標，一般用城鎮(zhèn)化率。而衡量工業(yè)化水平的指標，主要有兩類指標，一類是產值結構指標，如工業(yè)增加值占 GDP 的比重、第二產業(yè)增加值占 GDP 的比重，非農產業(yè)占 GDP 的比重等；另一類是就業(yè)結構指標，如工業(yè)就業(yè)比重、第二產

14、業(yè)就業(yè)比重、非農產業(yè)就業(yè)比重，等等。本文以 19782012 年的時間序列數據，選取不同的反映工業(yè)化水平的指標，建立計量經濟學模型，從不同角度分析湖南城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的關系。模型一：選取城鎮(zhèn)人口占總人口的比重反映城鎮(zhèn)化率，用工業(yè)增加值占GDP的比重衡量工業(yè)化水平，判斷兩者關系。1、相關性分析。用CZ即城鎮(zhèn)人口占總人口的比重用來表示城鎮(zhèn)化水平，GY1即工業(yè)增加值占GDP比重用來表示工業(yè)化水平。對19782012年湖南城鎮(zhèn)化率與工業(yè)增加值占GDP比重進行相關關系分析，兩者相關系數為0.61，具有一定的相關性。2、單位根檢驗。檢驗結果表明，每個變量都是非平穩(wěn)的，但是其一階差分都是平穩(wěn)的，即皆為一階差分

15、平穩(wěn)變量。這說明城市化率與工業(yè)增加值率之間存在協整關系。表3 單位根檢驗結果變變量量ADF臨臨界界值值 1%臨臨界界值值 5%檢驗結檢驗結果果CZ-1.117529-4.262735-3.552973非平穩(wěn)DCZ-5.277274-4.273277-3.557759平穩(wěn)GY10.289882-3.646342-2.954021非平穩(wěn)D GY11-5.623379-3.653730-2.957110平穩(wěn) 8 3、建立線性回歸模型， CZ=-49.603 + 2.288GY1(17.112) (0.522)模型的可決系數很低，R2= 0.375，可調整的可決系數R2=0.356，表明模型總體的線性

16、相關程度和回歸擬合程度不好，工業(yè)化水平僅僅可以解釋城鎮(zhèn)化率的37.5%。說明用工業(yè)增加值占GDP的比重衡量工業(yè)化水平，工業(yè)化與城鎮(zhèn)化之間的相互作用不明顯。模型二：選取城鎮(zhèn)人口占總人口的比重反映城鎮(zhèn)化率，采用第二產業(yè)產值比重和就業(yè)比重衡量工業(yè)化水平，判斷兩者關系。1.相關性分析運用統計軟件對數據進行相關分析，城鎮(zhèn)化與第二產業(yè)產值比重之間的相關系數約為0.69，與第二產業(yè)就業(yè)比重之間的相關系數約為0.81，呈現出一定的正相關關系。2.單位根檢驗在進行回歸分析之前需要對各變量進行單位根檢驗，如果變量都是非平穩(wěn)的，則需要進一步進行協整檢驗，否則就會出現偽回歸的情形。ADF單位根檢驗結果表明，每個變量都

17、是非平穩(wěn)的，但是其一階差分都是平穩(wěn)的，即皆為一階差分平穩(wěn)變量，變量均滿足協整檢驗的條件。表4 單位根檢驗結果變變量量ADF 檢驗值檢驗值臨臨界界值值 1%臨臨界界值值 5%檢驗結檢驗結果果CZ-1.117529-4.262735-3.552973非平穩(wěn)DCZ-5.277274-4.273277-3.557759平穩(wěn)GY20.272784-3.646342-2.954021非平穩(wěn)DGY2-5.979581-3.653730-2.957110平穩(wěn) 9 GY3-1.437443-3.646342-2.954021非平穩(wěn)DGY3-4.135246-3.653730-2.957110平穩(wěn)3.協整檢驗檢驗

18、結果表明，在5%的顯著性水平上，各變量之間存在協整關系。故以城鎮(zhèn)化率CZ作為被解釋變量，第二產業(yè)產值比重GY2和就業(yè)比重GY3作為解釋變量，建立線性回歸模型：CZ=-72.999+1.528GY2+2.048GY3(8.402)(0.229)(0.222)表5 協整檢驗結果HypothesizedTrace0.05No. of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.*None *0.46157134.3892724.275960.0019At most 1 *0.34307014.5780912.320900.0206At most 20.034

19、7691.1324014.1299060.3345模型的可決系數R2=0.861，可調整的可決系數R2=0.852，表明模型總體的線性相關程度和回歸擬合優(yōu)度較好，工業(yè)化水平可以解釋城鎮(zhèn)化率的85.2%。從回歸系數來看，第二產業(yè)產值比重增加一個百分點，城鎮(zhèn)化率提高1.528個百分點；第二產業(yè)就業(yè)比重增加一個百分點，城鎮(zhèn)化率提高2.048個百分點。模型三：選取城鎮(zhèn)人口占總人口的比重反映城鎮(zhèn)化率，選取非農產業(yè)比重和非農就業(yè)比重衡量工業(yè)化水平，判斷兩者關系。1、相關性分析。運用統計軟件對19782012年湖南城鎮(zhèn)化率與非農產業(yè)比重和非農就業(yè)比重進行相關關系分析，城鎮(zhèn)化與非農產值比重之間的相關系數約為0

20、.96，與非農就業(yè)比重之間的相 10 關系數約為0.98，表明城鎮(zhèn)化率與工業(yè)化水平之間呈現高度正相關。2、單位根檢驗。在進行回歸分析之前需要對各變量進行單位根檢驗，如果變量都是非平穩(wěn)的，則需要進一步進行協整檢驗，否則就會出現偽回歸的情形。ADF單位根檢驗結果表明，每個變量都是非平穩(wěn)的，但是其一階差分都是平穩(wěn)的，即皆為一階差分平穩(wěn)變量，變量均滿足協整檢驗的條件。表6 單位根檢驗結果變變量量ADF檢驗值檢驗值臨臨界界值值1%臨臨界界值值5%檢驗結檢驗結果果CZ-1.117529-4.262735-3.552973非平穩(wěn)DCZ-5.277274-4.273277-3.557759平穩(wěn)GY40.428

21、803-3.646342-2.954021非平穩(wěn)DGY4-5.759667-3.653730-2.957110平穩(wěn)GY50.222002-3.646342-2.954021非平穩(wěn)DGY5-3.273220-3.653730-2.957110平穩(wěn)3.協整檢驗檢驗結果表明，在5%的顯著性水平上，各變量之間存在協整關系。故以城鎮(zhèn)化率CZ作為被解釋變量，非農產值比重GY4和非農就業(yè)比重GY5作為解釋變量，建立線性回歸模型： CZ=-19.845 + 0.314 GY4 + 0.598 GY5(4.462) (2.544) (5.178)表7 協整檢驗結果HypothesizedTrace0.05No.

22、 of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.*None *0.42664726.9737624.275960.0223 11 At most 10.2242439.17365412.320900.1592At most 20.0322301.0483524.1299060.3554模型可決系數R2=0.963，可調整的可決系數R2=0.961，表明模型總體的線性相關程度和回歸擬合程度優(yōu)度很好，工業(yè)化水平可以解釋城鎮(zhèn)化率的96.1%。從回歸系數來看，非農產業(yè)值比重增加一個百分點，相應帶動城鎮(zhèn)化率提高0.314個百分點；非農就業(yè)比重增加一個百分點，

23、城鎮(zhèn)化率提高0.598個百分點。比較以上三個模型分析結果，可以看出：表8 模型分析結果比較模型一模型二模型三衡量工業(yè)化水平指標1.工業(yè)增加值占 GDP的比重1.第二產業(yè)增加值占GDP 的比重2.就業(yè)比重1.非農產業(yè)增加值占GDP 的比重2.非農就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化率的相關系數R1=0.61R1=0.69R2=0.81R1=0.96R2=0.98協整檢驗在 5%的顯著性水平上，城市化率與工業(yè)增加值率之間存在協整關系在 5%的顯著性水平上，城鎮(zhèn)化率與第二產業(yè)產值比重和就業(yè)比重之間存在協整關系。在 5%的顯著性水平上，城鎮(zhèn)化率與非農產值比重和非農就業(yè)比重之間存在協整關系可調整的可決系數Adj.R2=0.

24、356Adj.R2=0.852Adj.R2=0.961第一，單獨用產值結構指標衡量工業(yè)化水平來判斷其與城鎮(zhèn)化的關系，回歸模型的可決系數低，兩者相關性差，可以得出湖南城鎮(zhèn)化與單純的工業(yè)增長不夠協調，但不能直接得出湖南城鎮(zhèn)化與整個工業(yè)化進程毫無關聯。第二，采用產業(yè)結構和就業(yè)結構相結合的方式來衡量工業(yè)化水平，回歸模型揭示出城鎮(zhèn)化率與第二產業(yè)產值比重和就業(yè)比重、 12 非農產業(yè)產值比重和就業(yè)比重具有較緊密的相關關系。第三，從模型可以看出，城鎮(zhèn)化率上升，不僅僅是工業(yè)產值比重的變化的結果，還與整個非農產業(yè)結構的變化和就業(yè)結構的變化密切相關。就業(yè)結構非農化和服務化，對城鎮(zhèn)化的帶動效應強于產出結構的帶動效應。工業(yè)化對城鎮(zhèn)化的帶動效應