改革開放后工業化與城鎮化關系的實證分析——以湖北省為例

胡金林,鐘 俊

(孝感學院經濟與管理學院,湖北孝感432000)

近代世界經濟發展史表明,城鎮化和工業化有著內在的聯系。工業化是城鎮化的基礎和根本動力,工業化必然帶來城鎮化的發展,工業化決定城鎮化;城鎮化是工業化發展的空間依托,城鎮化的發展又會促進工業化的進步,成為推動經濟與社會發展的引擎。兩者的協調發展關系到一個國家或地區社會經濟的快速、健康發展。尤其是在金融危機的新背景下,城鎮化成為增加就業、擴大內需的“發動機”,因而重新被提升至國家的戰略高度。為了研究我國的城鎮化與世界發達國家的城鎮化路徑有無差異,本文將利用湖北省1978-2008年的工業化水平和城鎮化水平的歷史時間序列數據為樣本,對我國工業化和城鎮化的相互關系進行實證分析,并給出相應的政策建議。

一、本課題研究的理論回顧

1.國外工業化與城鎮化關系的理論研究。有關工業化與城鎮化關系的問題,國外學者做了大量的理論和實證研究。劉易斯(1989)的二元經濟論以兩部門模型為基礎,假定傳統農業部門的邊際生產率為零或成負數,因而存在無限勞動力供給,只要集中精力發展城市工業化,積累足夠資本,不斷擴大城市工業生產,就可以源源不斷吸收農村剩余勞動力,達到工業與農業兩個部門的均衡和工業化與城市化的同步發展。[1]錢納里和賽爾昆(1989)通過對各個國家經濟結構轉變趨勢的研究,概括出了城鎮化與工業化關系的一般變動模式:隨著人均收入水平的上升,工業化的演進導致產業結構的轉變,帶動了城鎮化程度的提高。[2]托達羅(1999)的人口流動模型提出,促使農村居民遷移的決定因素是預期收入,而不是實際收入。即使城市當中存在大量失業,只要遷移者的預期收入大于農村收入,依然會促使農村人口向城市遷移。托達羅模型解釋了沒有工業化的城市化發展模式,或者說過度城市化模式。[3]巴頓(1986)從微觀的角度解釋了工業化與城市化相關的經濟學成因,即聚集經濟效益,而對于具體的作用機制沒有更多的闡述。[4]威爾科克斯研究發現在1870-1940年長達70年的時間里,美國的城鎮化率與工業化率的變動曲線,幾乎是兩條平行上升的曲線。[5]Kojima(1996)研究了發展中國家的人均GDP和城市化率在1965～1989年之間的變動趨勢,發現大部分發展中國家屬于過度城市化,其特征是城市化大大超前于工業化的發展,首位城市過度膨脹,農村人口大量向城市流入。[6]保羅·貝洛克(1991)研究了總量增長與城市化的相關關系。[7]

2.國內工業化與城鎮化關系的理論研究。國內學者對工業化與城鎮化進行了不同視角的研究。辜勝阻(1994)將新中國成立以后的工業化、城市化過程劃分為五個階段進行分析,發現二者之間的偏差極為明顯。[8]謝慶勇(2006)對1978年以來中國農業發展、農村工業化和農村城鎮化三者之間的相互關系進行了 Granger因果檢驗和VAR分析。[9]孔凡文、許世衛 (2006)、李國平(2008)認為改革開放以來,城鎮化進程與工業化進程基本協調。就不同時期而言,先后經歷了城鎮化滯后于工業化、城鎮化與工業化基本協調、城鎮化快于工業化三個階段。[10][11]從空間差異的角度,李青、陶陽(1999)通過對全國 26個省區(不含京津滬和海南、西藏兩省區)改革開放前后相關系數的分別計算與分析,區分出五種類型。在具有不同特點的地區,工業化與城市化相關程度與演化程度不同。[12]在中國工業化與城鎮化關系的判斷上,王小魯、樊綱(2000)、葉裕民(2001)、顧朝林(2003)等以世界大多數同等經濟發展水平的國家,或者同等工業化水平的國家為參照系進行比較,認為我國城市化滯后于工業化、滯后于經濟發展水平、滯后于世界同水平發展中國家。[13][14]鄧宇鵬(1999)則認為滯后城市化是按城市人口統計的顯性城市化,如果加上隱性城市化,則中國城市化滯后是站不住腳的。[15]郭克莎(2002)認為我國城市化進程沒有過多偏離工業化的進程,問題在于工業化的偏差而不在于城市化的偏差,即產出結構工業化超前與就業結構非農化滯后的較大偏差。[16]鄭長德、劉曉鷹(2004)利用 1952-2002年的歷史時間序列數據和2000年的空間數據,從時間和空間兩個方面對我國城鎮化和工業化的關系進行了實證分析。[17]

綜上所述,國內外學者對工業化與城鎮化關系的研究已積累了較厚實的基礎,但專門針對湖北省工業化和城鎮化關系的研究還很少涉及。本文將運用湖北省第二產業產值、第三產業產值、第二產業就業人員、第三產業就業人員、非農產值等指標分別與城鎮化率進行回歸的實證結論,采用定量與定性相結合的分析方法,對湖北省工業化和城鎮化關系展開研究。

二、樣本數據的選擇與回歸檢驗

1.指標的選擇與數據來源。國際上衡量城鎮化水平一般用人口城鎮化率,即城鎮人口與總人口的百分比這一指標,而對工業化水平的衡量指標,則存在著各種各樣的用法,主要有兩類指標:一類是就業結構指標,如第二產業就業比重、第三產業就業比重;一類是產值結構指標,如第二產業產值占 GDP比重、第三產業產值占 GDP比重。

本文依舊選取國際上通用的指標,即用湖北省城鎮人口占總人口比例衡量城鎮化水平。由于我國衡量工業化水平的指標之間的差別很大,特別是產值結構的轉變和就業結構的轉變偏差大,總體上就業結構的轉變滯后于產值結構的轉變,因此只用產值結構指標或只用就業結構指標衡量湖北省工業化水平及其與城鎮化的關系,必然會得出非常不同的判斷。因此本文將選取產值結構指標:第二產業產值比重、第三產業產值比重、非農產值比重,以及就業結構指標:第二產業就業比重、第三產業就業比重、非農產業就業比重等多項指標對工業化水平進行衡量,以湖北省作為研究樣本,選取湖北省1978-2008年的時間序列數據,建立計量經濟學模型進行研究。

根據湖北省統計年鑒(1978-2008)數據計算發現,1978-2008年間湖北省第二產業產值比重呈V型小幅度波動,其中,1978年為42.19%,90年代中期最低達到36.95%,2008年又逐步上升到43.81%。而第三產業產值比重則從1978年的17.75%上升到2008年的40.48%,非農產值比重從59.95%上升到84.29%,第二產業就業比重從14.08%上升到20.25%,第三產業就業比重從8.94%上升到32.40%,非農就業比重從23.02%上升到52.65%,相對來說,增長幅度比較大,并且從結構指標的角度來說,就業結構指標的增幅要大于產業結構指標。[18]

2.計量檢驗。在下面所建的計量經濟學模型中,T0表示城鎮化率,反映城鎮化水平。I2、I3分別表示第二產業產值比重和第三產業產值比重,E2、E3分別表示第二產業就業比重和第三產業就業比重,反映工業化水平。N I、N E分別表示非農產值比重、非農就業比重 ,β0、β1、β2、β3、β4則為回歸系數。其中城鎮化率均為被解釋變量(因變量),其他各項指標均為解釋變量(自變量)。

本部分的模型共分為四個部分:首先采用城鎮化率(T0)與常用的衡量工業化的第二產業就業比重、第三產業就業比重和第二產業產值占 GDP比重、第三產業產值占 GDP比重等四項指標建立多元回歸模型進行分析,揭示城鎮化與工業化之間的關系;其次建立二元回歸模型,探討城鎮化率(T0)與第二產業產值比重(I2)、第二產業就業比重(E2)的關系,進而說明城鎮化與以第二產業產值比重(I2)、第二產業就業比重(E2)衡量的工業化之間的關系;接著建立城鎮化率(T0)與非農產值比重(N I)之間的一元回歸模型,分析城鎮化與以非農產值比重衡量的工業化之間的關系;最后建立城鎮化率(T0)與非農產業就業比重(N E)之間的一元回歸模型,分析城鎮化與以非農就業比重衡量的工業化之間的關系。

1)城鎮化率與四項指標的回歸分析。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的,則需要進一步進行協整檢驗,否則就會出現“謬誤回歸”的情形。各變量的單位根檢驗結果如表1。

檢驗結果表明,每個變量都是非平穩的,但是其一階差分都是平穩的,即皆為一階差分平穩變量,因此需要對變量進行協整檢驗。各變量之間的協整檢驗結果如表2。

表1 各變量單位根檢驗結果

檢驗結果表明,在5%的顯著性水平上,城鎮化率與其他四個解釋變量之間存在協整關系。故以城鎮化率(T0)作為被解釋變量,第二產業產值比重(I2)、第三產業產值比重(I3)、第二產業就業比重(E2)、第三產業就業比重(E3)作為解釋變量,建立如下多元回歸模型:

表2 各變量協整檢驗結果

兩邊同時取對數,(1)式可用如下雙對數線性回歸模型進行分析:

采用計量經濟學SPSS軟件對(2)式進行多元回歸分析,得到的結果如表3所示。

a.預測變量:常數,第二產業產值比重,第三產業產值比重,第二產業就業比重,第三產業就業比重。

b.因變量:城鎮化率。

可寫出如下回歸分析結果:

為了判定估計的可靠程度,有必要對上面的多元回歸函數進行統計檢驗。由表3可知,可決系數 R2=0.961,可調整的可決系數為0.955,說明模型總體的擬合優度很高,相應的解釋變量對被解釋變量的解釋程度很高。

考慮到在應用中重要的是考察模型的經濟關系是否合理,也為了進一步給出統計上嚴格的結論,下面將對方程進行顯著性的 F檢驗。上面計算得到 F=161.934,給定顯著性水平α=0.05,查 F分布表,得到臨界值 F0.05(4,26)=2.74(解釋變量數目為4,樣本容量為31),顯然有:F＞Fα(k,n-k-1)表明模型的線性關系在95%的置信水平下是顯著成立的,即城鎮化率與四項指標呈線性關系。

表3 湖北省城鎮化率與第二產業產值比重、第三產業產值比重、第二產業就業比重、第三產業就業比重的回歸分析(1978-2008)Model Summary(b)

查表得D.W.檢驗的1%臨界值,k=4,n=31時,臨界值 dL=0.93和 dU=1.41,根據判定法則,當 D.W.=1.563時,dU＜D.W.＜4-dU,說明殘差序列不存在自相關,第二產業產值比重、第三產業產值比重、第二產業就業比重、第三產業就業比重能夠很好的解釋城鎮化水平。

以上多元回歸模型分析的結果表明:城鎮化率與第二產業產值比重、第三產業產值比重、第二產業就業比重、第三產業就業比重具有較緊密的相關關系,說明湖北省工業化與城鎮化是相互聯系、互相促進的關系。

2)城鎮化率與第二產業指標的回歸分析。同樣,先對城鎮化率與第二產業產值比重、第二產業就業比重等兩個變量進行協整檢驗。各變量之間的協整檢驗結果如表4。

檢驗結果表明,在5%的顯著性水平上,城鎮化率與其他兩個解釋變量之間不存在協整關系。

表4 城鎮化率與第二產業指標的回歸分析

下面再建立城鎮化率與第二產業產值比重(I2)、第二產業就業比重(E2)的二元回歸模型作進一步的驗證,并且以第二產業產值比重和第二產業就業比重衡量工業化水平,回歸方程為:

使用SPSS軟件對(3)式進行回歸分析,得到表5的回歸結果。

表5 湖北省城鎮化率與第二產業產值比重、第二產業就業比重的回歸分析(1978-2008)Model Summary(b)

a.預測變量:常數,第二產業就業比重,第二產業產值比重。

b.因變量:城鎮化率。

一般結果為:T0=-46.442+0.746 I2+2.304 I3

其 R2=0.380,可調整的 R2=0.336,D.W.=0.148,F=8.580

顯然模型的擬合優度不高,變量顯著性不好,因而解釋變量對被解釋變量的解釋程度不高,即城鎮化率與第二產業產值比重、第二產業就業比重之間相關性不強。說明用第二產業產值比重和第二產業就業比重衡量工業化水平,工業化與城鎮化之間的相互作用不明顯。

3)城鎮化率與非農產值比重和非農就業比重的回歸分析。下面再對城鎮化率與非農產值比重和非農就業比重之間的關系進行協整檢驗。

各變量之間的協整檢驗結果如表6。

表6 城鎮化率與非農就業比重變量回歸分析

檢驗結果表明,在5%的顯著性水平上,城鎮化率與其他兩個解釋變量之間存在協整關系。

然后據此建立城鎮化率(T0)與非農產值比重(N I)和非農就業比重(N E)的二元回歸模型進行計量分析并檢驗,其中,用非農產值比重和非農就業比重衡量工業化水平。

回歸方程為:

再繼續使用SPSS軟件對(4)式進行回歸分析,得到的結果如表7所示。

表7 湖北省城鎮化率與非農產值比重和非農就業比重的回歸分析(1978-2008)Model Summary(b)

a.預測變量:常量,非農產值比重 ,非農就業比重。

b.因變量:城鎮化率。

得出一般回歸結果:

其中 R2=0.953,可調整的 R2=0.949,F=281.218,模型的總體擬合優度很高,線性關系顯著,顯然通過計量檢驗。非農產值比重和非農就業比重對城鎮化率的解釋程度很高,城鎮化率與非農產值比重和非農就業比重呈高度線性相關關系。

四、結論與政策建議

本文的基本結論是,根據對湖北省的工業化和城鎮化相互關系的實證分析,我國城鎮化呈現出“不完全的城鎮化”特征。湖北省的城鎮化滯后于工業化和經濟發展水平,工業發展與城鎮化的相關性很低,就業結構的服務化和非農產值對湖北省城鎮化的推動作用很強。1978-2008年間湖北省第二產業產值占 GDP比重一直是在小幅度波動中,變動不大,而第二產業就業比重在1980年代穩步上升,在1990年代處于基本穩定狀態,進入21世紀以后開始緩慢下降,第二產業產值與就業之間的比例發生嚴重偏離。第三產業產值比重、非農產值比重、第三產業就業比重和非農就業比重相對來說增長幅度比較大,并且從結構指標的角度來說,就業結構指標的增幅要大于產業結構指標。從總體上看,湖北省城鎮化率與第二產業產值比重、第三產業產值比重、第二產業就業比重、第三產業就業比重均具有較緊密的相關關系,工業化對城鎮化具有推動作用。但是,單純用 GDP中的第二產業產值比重和第二產業就業比重來衡量湖北省的工業化水平,工業化對城鎮化的推動作用不明顯。用非農就業比重衡量工業化水平,則工業化對湖北省城鎮化具有一定的推動作用;如果用非農產業產值衡量工業化水平,則經濟活動的非農化對湖北省城鎮化的推動作用較強。由于第三產業產值比重、第三產業就業比重的大幅上升分別對非農產值比重、非農就業比重的上升起到了很強的拉動作用,說明湖北省第三產業的發展對城鎮化進程的推動作用很強,對加快城鎮化進程的影響作用明顯大于第二產業。

湖北省工業的發展對城鎮化的推動作用不強,深層原因是人口城鎮化過程被割裂為勞動力的職業轉換與身份轉變兩個階段,目前僅完成了農民工的職業轉換,還沒有實現農民工向市民轉換。湖北省省會城市武漢市的首位度太高,而且是一個資本密集型的重化工業城市,其工業的發展不僅沒有對周圍地區產生擴散效應,相反還大量吸收了全省的資金和人才,結果導致工業的發展對勞動力的吸收力弱,城鎮化率的上升與工業產值比重的相關性較低。此外,鄉鎮中小企業的發展在空間上相對比較分散,勞動密集型企業發展不足,從而對推進城鎮化的作用有限。為此,本文提出如下政策建議:

第一,以實施武漢城市圈發展戰略為契機,加快圈域城鎮化發展。武漢城市圈的人口、GDP總量和地域面積在湖北省都具有舉足輕重的地位和優勢,武漢城市圈城鎮化的發展在很大程度上決定了湖北省的城鎮化進程。因此,要通過快速交通的延伸和產業的梯次轉移,助推武漢城市圈及其周邊地域城鎮化發展,發揮武漢市及其城市圈的擴散效應。

第二,優化產業結構,加快第三產業發展。第三產業發展與城鎮化是相互依賴、相互促進的。與工業相比,第三產業具有明顯較高的就業彈性,并且隨著經濟發展水平的提高而不斷增強對整個就業的帶動效應。同時,從湖北省改革開放以來經濟增長和產業結構變動的趨勢看,工業就業比重在逐步降低而且上升的空間已經較小,非農產業就業比重的較快上升只能主要依靠第三產業的迅速擴張。這是湖北省推進城鎮化的基本途徑,也是促進城鎮化與工業化協調發展的中心內容。

第三,不斷夯實產業基礎,增強城鎮發展動力。產業發展是推進城鎮化的根本動力。在加強城鎮建設規劃的基礎上,著力引導和培育產業發展。既要大力發展個私經濟,引導農民向城鎮有序流轉和聚集,同時也要加強招商引資,承接外來轉移產業。從本地實際出發,充分利用公共投資的導向作用和基礎設施的帶動作用,引導鄉鎮企業向小城鎮集中,發展一批產業集聚、集約經營、規模經濟明顯的工業園區和特色產業區。大力發展特色產業,通過特色產業的發展,把資源、交通、區位優勢轉化為經濟優勢,為城鎮化發展提供強有力的經濟支撐。鼓勵發展勞動密集型產業,提供更多的就業崗位,吸引更多農民進城,實現農民工向市民的身份轉變,加快城鎮化進程。

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