中國工業化與城鎮化聯動和互動的研究

朱海玲，龔曙明

（1.湖南涉外經濟學院，長沙 410205；2.湖南商學院，長沙 410205）

0 引言

從經濟學的角度看，工業化是產業結構、就業結構、社會結構由低級到高級不斷進步的動態過程，是一種具有突破性的社會生產力的變革過程。城鎮化是指農村傳統的自然經濟向城市社會化大生產轉化的過程。工業化與城鎮化是相互依存、互相促進和共同發展的關系。然而，工業化與城鎮化共同推進現代化的數量關系怎樣測度，工業化與城鎮化互動的數量關系如何測度等，卻是一個值得研究的難點問題。

對于工業化與城鎮化互動的研究，國內外大都采用靜態分析的方法，很少采用動態分析的方法；特別是對于工業化與城鎮化在現代化推進過程中的聯動關系和機制的研究較少。因此，本文主要采用多元回歸或滯后分布回歸分析的方法來研究工業化與城鎮化聯動和互動的數量關系和數量規律。

1 研究思路

1.1 測度指標選擇

反映和測度工業化、城鎮化及其相互關系的統計指標或變量很多，本文主要選擇人均GDP、人口城鎮化率、狹義工業化率、產業非農化率、就業非農化率、GDP實際增長率、工業實際增長率等指標來研究中國工業化與城鎮化聯動和互動的數量關系。

1.2 研究思路和方法

（1）模型的選擇。本文主要采用切面數據回歸分析和動態數據的線性滯后分布回歸模型，以及依據歷年中國統計年鑒提供的數據.

（2）樣本選擇。為了保證所構建的模型能有效地揭示工業化與城鎮化聯動和互動的數量關系和數量規律，其時序樣本主要取我國1978～2007年的統計數據（中國統計年鑒），以保證模型估計的有效性和充分性。同時，考慮到1992年之前和之后由于我國經濟運行的機制不同，數據結構（變量之間的數量關系）存在較大的差異，為了避免異方差性對模型的干擾，故因變量序列取1992～2007年的統計數據為時序樣本。自變量的滯后分布處理，一般滯后3到5期。

（3）模型的估計。由于線性滯后分布回歸模型的構建，涉及多個滯后分布的自變量，用普通最小二乘法進行參數估計是不符合要求的；必然產生過度擬合和參數統計檢驗不具有顯著性的問題，為此，采用逐步回歸或向后回歸法進行滯后變量的篩選和參數估計，以保證納入模型的每個變量均具有顯著性，既能簡化模型，又能提高模型的穩定性。

（4）模型檢驗。要求每個模型的經濟意義檢驗、擬合優度的F檢驗、參數的T檢驗、殘差序列的DW檢驗都必須符合統計檢驗的要求。由于在多元回歸模型中多重共線性是難以避免的，因此，本文只要求多重共線性不能太嚴重（一般要求方差擴大因子VIF＜10)。以下的所有模型都是按照這些要求進行估計和檢驗的，為了節省篇幅，所有模型的估計和檢驗說明都從略。

2 中國工業化與城鎮化聯動與互動的測度與評價

工業化與城鎮化聯動與互動測度的目的在于揭示現代化推進過程中，工業化和城鎮化是怎樣共同決定經濟增長、經濟結構和就業結構演變的數量關系和數量規律。

根據中國2007年31個省市工業化和城鎮化有關指標，利用SPSS統計軟件進行K-均值聚類，F檢驗具有顯著性（中國統計年鑒2008年數據，篇幅所限，數據從略）。

2.1 工業化和城鎮化共同決定經濟發展的靜態測度

根據中國2007年31個省市工業化和城鎮化聚類結果中可看出，就業非農化率、產業非農化率和人口城鎮化率越高的省市，其人均GDP亦越高；反之，人均GDP越低。這說明工業化和城鎮化對經濟發展或經濟增長是有共同決定效應的。以下從兩個方面來考察工業化和城鎮化對經濟發展和經濟增長的動態決定效應。設人均GDP為因變量(PCGDP)，城鎮化率WPU、就業非農化率EST、產業非農化率WST為自變量，根據年鑒的數據，用最小二乘法可得到下列兩個不同但有聯系的回歸模型：

（1）城鎮化率WPU、就業非農化率EST決定人均GDP PCGDP=-26506.01+365.472WPU+569.669EST

(2)城鎮化率WPU、產業非農化率WST決定人均GDP

以上模型的統計檢驗是合格的。模型表明，中國2007年31個省市的人均GDP的高低，既與城鎮化率和就業非農化率的共同作用有關，也與城鎮化率和產業非農化率的共同作用有關。其中就業非農化率與產業非農化率是密切相關的，就業非農化是工業化和城鎮化共同作用的交集。這是因為人口城鎮化必須依靠工業化解決就業非農化問題，工業化必須依靠人口城鎮化提供非農化的勞動力，二者的有機結合才能推動經濟發展和經濟增長。

2.2 工業化和城鎮化共同決定經濟增長的動態測度

實證測度表明，根據時間序列構建多元回歸模型，其城鎮化率、就業非農化率和產業非農化率之間往往存在著嚴重的多重共線性，為此，我們取GDP增長率為因變量（），人口城鎮化率WPU、就業非農化增長率（）、產業非農化增長率（）為自變量，考慮到我國1992年以后實施的是社會主義市場經濟體制，故取1992～2007年的GDP增長率為因變量序列，其自變量分別作 t，t-1，t-2，t-3，t-4，t-5 年的滯后分布處理，根據表4和表5的數據，用逐步回歸估計的城鎮化率、就業非農化增長率和產業非農化增長率決定GDP增長率的的回歸模型為：

此模型的統計檢驗是合格的。模型表明，在我國1992～2007年期間，t-5年的人口城鎮化率、當年的就業非農化增長率和產業非農化增長率對當年GDP增長率具有顯著的決定效應，其中人口城鎮化率對經濟增長具有動態的決定效應，時間跨度長大5年，這意味著農村人口轉化為城鎮人口，再到農業勞動力向非農業勞動力轉移，并實現充分就業是需要一定時間的。從參數統計檢驗量T值來看，3個自變量都具有顯著性，其中產業非農化增長率對當年GDP增長率影響最大。人口城鎮化率影響次之，就業非農化增長率較小。因此，工業化和城鎮化的推進過程中，必須大力發展非農產業（第二產業和第三產業），才能解決人口城鎮化帶來的就業非農化問題，才能實現工業化和城鎮化的協調發展，從而推動經濟增長。

3 中國工業化帶動城鎮化的測度與評價

工業化帶動城鎮化的測定,可分別考察產業非農化、就業非農化和狹義工業化對城鎮化是否具有動態的帶動或拉動效應。

3.1 產業非農化對城鎮化的帶動

產業非農化與城鎮化之間是相互依存和相互促進的關系。但是，用產業非農化率來解釋城鎮化率的演變時，還應考慮城鎮化率自身的傳導效應。

現用1992～2007年的城鎮化率WPU為因變量，分別用t，t-1，…t-5年的產業非農化率WST和t-1年的城鎮化率為自變量，用逐步回歸法估計的回歸模型如下：

此模型的統計檢驗是合格的。模型表明在1992～2007年期間，產業非農化率對城鎮化率具有顯著的正向的領先的帶動效應，領先期為3年左右。

3.2 就業非農化對城鎮化的帶動

就業非農化與城鎮化之間也是相互依存和相互促進的關系。城鎮化帶來的就業問題，必須通過提高就業非農化率來解決。但是城鎮化不是一個單純的就業非農化問題，因此，在構建經濟計量模型時，除了用就業非農化率作自變量外，還應引入上年的城鎮化率作為自變量，以提高模型的解釋能力。

現用1992～2007年的城鎮化率WPU為因變量，分別用t，t-1，…t-5年的就業非農化率EST和上年的城鎮化率作為自變量，根據表3和表4的數據，用逐步回歸法估計的回歸模型如下：

此模型的統計檢驗是合格的。模型表明在1992～2007年期間，就業非農化率對城鎮化率亦具有顯著的正向的領先的帶動效應，領先期為3年左右。

3.3 狹義工業化對城鎮化的帶動

狹義工業化對城鎮化具有重要的帶動效應。但是城鎮化也不是一個單純的狹義工業化的問題，所以在構建經濟計量模型時，除了用狹義工業化作自變量外，也應引入上年的城鎮化率作為自變量，以提高模型的解釋能力。

現用1992～2007年的城鎮化率WPU為因變量，分別用t，t-1，…t-5年的狹義工業化率IDP和上年的城鎮化率作為自變量，用逐步回歸法估計的回歸模型如下：

此模型的統計檢驗是合格的。模型表明在1992～2007年期間，狹義工業化率對城鎮化率亦具有顯著的正向的領先的帶動效應，領先期亦為3年左右。模型中WPUt-1的t檢驗統計量大于IDPt-3的t檢驗統計量，這意味著城鎮化的推進與原有的城鎮化基礎是密切相關的，要加快城鎮化進程，提高城鎮化率，應在原有的城鎮化的基礎上，應充分發揮狹義工業化的先導作用。

3.4 產業非農化和就業非農化對城鎮化的聯合帶動

從以上的研究中，可以看出，產業非農化率、就業非農化率和狹義工業化率對城鎮化率都具有顯著的正向的領先的帶動效應，領先期均為3年左右，同時，城鎮化還具有自身發展規律和自傳導效應。但達到一定高度之后會趨于相對的穩定，而第三產業在GDP中的比重會大大提高。為此，應考察產業非農化和就業非農化對城鎮化的聯合帶動。

現用1992～2007年的城鎮化率WPU為因變量，分別用t，t-1，…t-5年的產業非農化率WST和就業非農化率EST和上年的城鎮化率作為自變量，根據相關數據，用逐步回歸法估計的產業非農化和就業非農化聯合帶動城鎮化的回歸模型如下：

此模型的統計檢驗是合格的，但模型存在較強的多重共線性。然而此模型表明了在1992～2007年期間，產業非農化和就業非農化對城鎮化具有顯著的正向的領先的聯合帶動效應，領先期為3年左右。

3.5 城鎮化對工業化的拉動

工業化和城鎮化是推進社會經濟現代化必不可少的兩個車輪，他們之間是相互交叉、相互依存、互相促進和共同發展的聯動和互動的關系。工業化對城鎮化具有帶動效應，而城鎮化對工業化亦具有拉動效應。

現用1992～2007年的產業非農化率WST作因變量，用t，t-1，…t-5年的城鎮化率WPU、就業非農化率EST和上年產業非農化率作為自變量，根據相關數據，用逐步回歸可得到下列兩個回歸模型：

以上兩個模型的統計檢驗是合格的，但模型2存在較強的多重共線性。兩個模型都表明了在1992～2007年期間，t年的城鎮化率和t-5年的就業非農化率對t年的產業非農化率具有拉動效應，其中就業非農化率對產業非農化率具有領先的拉動作用。模型1中常數項的t檢驗量最大，說明城鎮化和就業非農化對產業非農化具有一定的影響，但產業非農化本身具有較強的穩態性。模型2中包括了上年產業非農化率，說明產業非農化具有自傳導效應，故常數項的t檢驗量比模型1降低。由此可見，工業化具有自身的發展規律，城鎮化對工業化具有一定的拉動作用。在工業化和城鎮化的過程中，農業人口轉化為城鎮人口，再到就業人口實現充分就業。進而促進經濟發展是需要一定時間的，因此，在工業化和城鎮化的過程中，必須優先解決人口城鎮化帶來的就業問題。

4 中國工業化帶動城鎮化的對策

（1）實施新型工業化，帶動新型城鎮化

新型工業化是以資源節約與環境友好為標志的工業化，即以“兩型”社會建設為前提來推進工業化，并帶動新型城鎮化。為此，新型工業化和城鎮化應以“發展、節能、降耗、減排、治污、環保”為環境友好型建設的指導方針，將生產和生活強度規范在生態環境的承載能力范圍之內，強調綜合運用技術、經濟、管理等多種措施降低生產和生活對環境的影響。

（2）實施產業集群戰略，用工業集群化帶動城鎮化

為了實現產業集群與城鎮化的良好互動，在集群發展的過程中，應該實現以下三個方面的轉變：農村工業的分散布局向集群的轉變，產業集群的縱向專業化向橫向多樣化的轉變，產業集群產出結構向就業結構的轉變。通過這些促進城市工業化目標的實現，有效地推進城市基礎設施的建設和社會事業的發展，加快城市的發育和城鎮化進程。產業集群應特別重視向專業化方向的發展，著力打造特色產業與品牌效應集群企業向專業化、縱向分工的發展，從縱向和橫向上延伸產業鏈，以增強企業的競爭力。

（3）以創業帶動就業，用就業非農化帶動城鎮化

首先，應大力發展工業特別是加工制造業，為建筑業、交通運輸業、商業和其他產業、特別是第三產業的發展提供堅實的基礎，才能為農村人口在空間上轉換為城鎮人口、農業勞動力向非農業勞動力轉移提供前提條件。其次，應制定合理的鼓勵和支持創業的政策，鼓勵個體經濟和私營經濟向第三產業、傳統手工藝品制造、食品加工制造、服飾加工制造等領域大力發展。最后，應加強就業者的職業技術教育和培訓，開辟城鎮就業渠道，擴大城鎮就業率，應制定和實施農民進城就業的政策，合理組織農村剩余勞動力在地區間和部門間合理流動，有步驟地將農村人口轉變為城市人口。

（4）實施城鄉統籌發展戰略，用城鄉一體化帶動城鎮化

在推進工業化和城鎮化的過程中，應注意解決二元經濟結構帶來的城鄉分割、城鄉差別擴大的問題。為此，應實施城鄉統籌發展戰略，推進城鄉一體化。城鄉統籌發展，應本著工業化帶動城鎮化的發展思路，著力解決城市邊緣區與核心區的統籌發展，以及城鎮與鄉村的統籌發展。對于城市邊緣區與核心區的統籌發展來說，應城市邊緣區放在宏觀區域的層面來考慮。

（5）實施創新發展戰略，用創新帶動城鎮化

工業化應注重技術創新，增強自主技術開發能力。其次產品創新應以技術創新為基礎，實施品牌經營戰略，制度創新應在技術創新制度、產業制度、產權制度、土地制度、就業制度、財稅制度等方面力求有所突破和創新，管理創新應立足現代城鎮管理，從管理思想、管理制度設計、決策制度、組織制度、人事制度、戰略管理制度等方面進行城鎮管理制度創新,保證城鎮社會經濟協調、有序、高效地運行。

（6）大力發展信息產業，用信息化帶動城鎮化

信息化不僅可以提升工業化的質量，擴大工業化的范圍，而且可以帶動城鎮化。為此，在推進工業化和城鎮化的過程中，應優先發展以信息技術為先導的高新技術產業，是經濟建設向縱深發展和刺激經濟高速發展和優化經濟結構、推進新型工業化快速發展的要求。

（7）大力發展第三產業，用第三產業帶動城鎮化

在工業化過程中，一般地說，隨著工業化程度的逐步提高，工業增加值占GDP的比率具有逐步提高的趨勢，但達到一定高度之后會趨于相對的穩定，特別是密集型技術產業的發展和生產過程的自動化會導致工業對勞動力需求的有限性增大。因此，應大力發展第三產業，才能解決城鎮化帶來的農業勞動力向非農業勞動力轉移的問題。加快第三產業的發展應成為工業化和城鎮化發展戰略的一個重要內容。

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