改革開放后工業(yè)化與城鎮(zhèn)化關(guān)系的實證分析——以湖北省為例

胡金林,鐘 俊

(孝感學(xué)院經(jīng)濟與管理學(xué)院,湖北孝感432000)

近代世界經(jīng)濟發(fā)展史表明,城鎮(zhèn)化和工業(yè)化有著內(nèi)在的聯(lián)系。工業(yè)化是城鎮(zhèn)化的基礎(chǔ)和根本動力,工業(yè)化必然帶來城鎮(zhèn)化的發(fā)展,工業(yè)化決定城鎮(zhèn)化;城鎮(zhèn)化是工業(yè)化發(fā)展的空間依托,城鎮(zhèn)化的發(fā)展又會促進(jìn)工業(yè)化的進(jìn)步,成為推動經(jīng)濟與社會發(fā)展的引擎。兩者的協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系到一個國家或地區(qū)社會經(jīng)濟的快速、健康發(fā)展。尤其是在金融危機的新背景下,城鎮(zhèn)化成為增加就業(yè)、擴大內(nèi)需的“發(fā)動機”,因而重新被提升至國家的戰(zhàn)略高度。為了研究我國的城鎮(zhèn)化與世界發(fā)達(dá)國家的城鎮(zhèn)化路徑有無差異,本文將利用湖北省1978-2008年的工業(yè)化水平和城鎮(zhèn)化水平的歷史時間序列數(shù)據(jù)為樣本,對我國工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的相互關(guān)系進(jìn)行實證分析,并給出相應(yīng)的政策建議。

一、本課題研究的理論回顧

1.國外工業(yè)化與城鎮(zhèn)化關(guān)系的理論研究。有關(guān)工業(yè)化與城鎮(zhèn)化關(guān)系的問題,國外學(xué)者做了大量的理論和實證研究。劉易斯(1989)的二元經(jīng)濟論以兩部門模型為基礎(chǔ),假定傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門的邊際生產(chǎn)率為零或成負(fù)數(shù),因而存在無限勞動力供給,只要集中精力發(fā)展城市工業(yè)化,積累足夠資本,不斷擴大城市工業(yè)生產(chǎn),就可以源源不斷吸收農(nóng)村剩余勞動力,達(dá)到工業(yè)與農(nóng)業(yè)兩個部門的均衡和工業(yè)化與城市化的同步發(fā)展。[1]錢納里和賽爾昆(1989)通過對各個國家經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變趨勢的研究,概括出了城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關(guān)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(jìn)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變,帶動了城鎮(zhèn)化程度的提高。[2]托達(dá)羅(1999)的人口流動模型提出,促使農(nóng)村居民遷移的決定因素是預(yù)期收入,而不是實際收入。即使城市當(dāng)中存在大量失業(yè),只要遷移者的預(yù)期收入大于農(nóng)村收入,依然會促使農(nóng)村人口向城市遷移。托達(dá)羅模型解釋了沒有工業(yè)化的城市化發(fā)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(yè)化與城市化相關(guān)的經(jīng)濟學(xué)成因,即聚集經(jīng)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(fā)現(xiàn)在1870-1940年長達(dá)70年的時間里,美國的城鎮(zhèn)化率與工業(yè)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(fā)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(fā)現(xiàn)大部分發(fā)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(yè)化的發(fā)展,首位城市過度膨脹,農(nóng)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(guān)關(guān)系。[7]

2.國內(nèi)工業(yè)化與城鎮(zhèn)化關(guān)系的理論研究。國內(nèi)學(xué)者對工業(yè)化與城鎮(zhèn)化進(jìn)行了不同視角的研究。辜勝阻(1994)將新中國成立以后的工業(yè)化、城市化過程劃分為五個階段進(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn)二者之間的偏差極為明顯。[8]謝慶勇(2006)對1978年以來中國農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)村工業(yè)化和農(nóng)村城鎮(zhèn)化三者之間的相互關(guān)系進(jìn)行了 Granger因果檢驗和VAR分析。[9]孔凡文、許世衛(wèi) (2006)、李國平(2008)認(rèn)為改革開放以來,城鎮(zhèn)化進(jìn)程與工業(yè)化進(jìn)程基本協(xié)調(diào)。就不同時期而言,先后經(jīng)歷了城鎮(zhèn)化滯后于工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與工業(yè)化基本協(xié)調(diào)、城鎮(zhèn)化快于工業(yè)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(qū)(不含京津滬和海南、西藏兩省區(qū))改革開放前后相關(guān)系數(shù)的分別計算與分析,區(qū)分出五種類型。在具有不同特點的地區(qū),工業(yè)化與城市化相關(guān)程度與演化程度不同。[12]在中國工業(yè)化與城鎮(zhèn)化關(guān)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(shù)同等經(jīng)濟發(fā)展水平的國家,或者同等工業(yè)化水平的國家為參照系進(jìn)行比較,認(rèn)為我國城市化滯后于工業(yè)化、滯后于經(jīng)濟發(fā)展水平、滯后于世界同水平發(fā)展中國家。[13][14]鄧宇鵬(1999)則認(rèn)為滯后城市化是按城市人口統(tǒng)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(rèn)為我國城市化進(jìn)程沒有過多偏離工業(yè)化的進(jìn)程,問題在于工業(yè)化的偏差而不在于城市化的偏差,即產(chǎn)出結(jié)構(gòu)工業(yè)化超前與就業(yè)結(jié)構(gòu)非農(nóng)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(shù)據(jù)和2000年的空間數(shù)據(jù),從時間和空間兩個方面對我國城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的關(guān)系進(jìn)行了實證分析。[17]

綜上所述,國內(nèi)外學(xué)者對工業(yè)化與城鎮(zhèn)化關(guān)系的研究已積累了較厚實的基礎(chǔ),但專門針對湖北省工業(yè)化和城鎮(zhèn)化關(guān)系的研究還很少涉及。本文將運用湖北省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員、非農(nóng)產(chǎn)值等指標(biāo)分別與城鎮(zhèn)化率進(jìn)行回歸的實證結(jié)論,采用定量與定性相結(jié)合的分析方法,對湖北省工業(yè)化和城鎮(zhèn)化關(guān)系展開研究。

二、樣本數(shù)據(jù)的選擇與回歸檢驗

1.指標(biāo)的選擇與數(shù)據(jù)來源。國際上衡量城鎮(zhèn)化水平一般用人口城鎮(zhèn)化率,即城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘陌俜直冗@一指標(biāo),而對工業(yè)化水平的衡量指標(biāo),則存在著各種各樣的用法,主要有兩類指標(biāo):一類是就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo),如第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重;一類是產(chǎn)值結(jié)構(gòu)指標(biāo),如第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占 GDP比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占 GDP比重。

本文依舊選取國際上通用的指標(biāo),即用湖北省城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒壤饬砍擎?zhèn)化水平。由于我國衡量工業(yè)化水平的指標(biāo)之間的差別很大,特別是產(chǎn)值結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變和就業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變偏差大,總體上就業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變滯后于產(chǎn)值結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變,因此只用產(chǎn)值結(jié)構(gòu)指標(biāo)或只用就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)衡量湖北省工業(yè)化水平及其與城鎮(zhèn)化的關(guān)系,必然會得出非常不同的判斷。因此本文將選取產(chǎn)值結(jié)構(gòu)指標(biāo):第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、非農(nóng)產(chǎn)值比重,以及就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo):第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重等多項指標(biāo)對工業(yè)化水平進(jìn)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(shù)據(jù),建立計量經(jīng)濟學(xué)模型進(jìn)行研究。

根據(jù)湖北省統(tǒng)計年鑒(1978-2008)數(shù)據(jù)計算發(fā)現(xiàn),1978-2008年間湖北省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)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(dá)到36.95%,2008年又逐步上升到43.81%。而第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重則從1978年的17.75%上升到2008年的40.48%,非農(nóng)產(chǎn)值比重從59.95%上升到84.29%,第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重從14.08%上升到20.25%,第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重從8.94%上升到32.40%,非農(nóng)就業(yè)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(jié)構(gòu)指標(biāo)的角度來說,就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)的增幅要大于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)。[18]

2.計量檢驗。在下面所建的計量經(jīng)濟學(xué)模型中,T0表示城鎮(zhèn)化率,反映城鎮(zhèn)化水平。I2、I3分別表示第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重,E2、E3分別表示第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重,反映工業(yè)化水平。N I、N E分別表示非農(nóng)產(chǎn)值比重、非農(nóng)就業(yè)比重 ,β0、β1、β2、β3、β4則為回歸系數(shù)。其中城鎮(zhèn)化率均為被解釋變量(因變量),其他各項指標(biāo)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(zhèn)化率(T0)與常用的衡量工業(yè)化的第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占 GDP比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占 GDP比重等四項指標(biāo)建立多元回歸模型進(jìn)行分析,揭示城鎮(zhèn)化與工業(yè)化之間的關(guān)系;其次建立二元回歸模型,探討城鎮(zhèn)化率(T0)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重(I2)、第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重(E2)的關(guān)系,進(jìn)而說明城鎮(zhèn)化與以第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重(I2)、第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重(E2)衡量的工業(yè)化之間的關(guān)系;接著建立城鎮(zhèn)化率(T0)與非農(nóng)產(chǎn)值比重(N I)之間的一元回歸模型,分析城鎮(zhèn)化與以非農(nóng)產(chǎn)值比重衡量的工業(yè)化之間的關(guān)系;最后建立城鎮(zhèn)化率(T0)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重(N E)之間的一元回歸模型,分析城鎮(zhèn)化與以非農(nóng)就業(yè)比重衡量的工業(yè)化之間的關(guān)系。

1)城鎮(zhèn)化率與四項指標(biāo)的回歸分析。在進(jìn)行回歸分析之前需要對各變量進(jìn)行單位根檢驗,如果變量都是非平穩(wěn)的,則需要進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗,否則就會出現(xiàn)“謬誤回歸”的情形。各變量的單位根檢驗結(jié)果如表1。

檢驗結(jié)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,因此需要對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗。各變量之間的協(xié)整檢驗結(jié)果如表2。

表1 各變量單位根檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果表明,在5%的顯著性水平上,城鎮(zhèn)化率與其他四個解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系。故以城鎮(zhèn)化率(T0)作為被解釋變量,第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重(I2)、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重(I3)、第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重(E2)、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)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(xié)整檢驗結(jié)果

兩邊同時取對數(shù),(1)式可用如下雙對數(shù)線性回歸模型進(jìn)行分析:

采用計量經(jīng)濟學(xué)SPSS軟件對(2)式進(jìn)行多元回歸分析,得到的結(jié)果如表3所示。

a.預(yù)測變量:常數(shù),第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重,第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重,第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重,第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重。

b.因變量:城鎮(zhèn)化率。

可寫出如下回歸分析結(jié)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(shù)進(jìn)行統(tǒng)計檢驗。由表3可知,可決系數(shù) R2=0.961,可調(diào)整的可決系數(shù)為0.955,說明模型總體的擬合優(yōu)度很高,相應(yīng)的解釋變量對被解釋變量的解釋程度很高。

考慮到在應(yīng)用中重要的是考察模型的經(jīng)濟關(guān)系是否合理,也為了進(jìn)一步給出統(tǒng)計上嚴(yán)格的結(jié)論,下面將對方程進(jìn)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(shù)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(guān)系在95%的置信水平下是顯著成立的,即城鎮(zhèn)化率與四項指標(biāo)呈線性關(guān)系。

表3 湖北省城鎮(zhèn)化率與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)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(jù)判定法則,當(dāng) D.W.=1.563時,dU＜D.W.＜4-dU,說明殘差序列不存在自相關(guān),第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重能夠很好的解釋城鎮(zhèn)化水平。

以上多元回歸模型分析的結(jié)果表明:城鎮(zhèn)化率與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重具有較緊密的相關(guān)關(guān)系,說明湖北省工業(yè)化與城鎮(zhèn)化是相互聯(lián)系、互相促進(jìn)的關(guān)系。

2)城鎮(zhèn)化率與第二產(chǎn)業(yè)指標(biāo)的回歸分析。同樣,先對城鎮(zhèn)化率與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重等兩個變量進(jìn)行協(xié)整檢驗。各變量之間的協(xié)整檢驗結(jié)果如表4。

檢驗結(jié)果表明,在5%的顯著性水平上,城鎮(zhèn)化率與其他兩個解釋變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。

表4 城鎮(zhèn)化率與第二產(chǎn)業(yè)指標(biāo)的回歸分析

下面再建立城鎮(zhèn)化率與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重(I2)、第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重(E2)的二元回歸模型作進(jìn)一步的驗證,并且以第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重衡量工業(yè)化水平,回歸方程為:

使用SPSS軟件對(3)式進(jìn)行回歸分析,得到表5的回歸結(jié)果。

表5 湖北省城鎮(zhèn)化率與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的回歸分析(1978-2008)Model Summary(b)

a.預(yù)測變量:常數(shù),第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重,第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重。

b.因變量:城鎮(zhèn)化率。

一般結(jié)果為:T0=-46.442+0.746 I2+2.304 I3

其 R2=0.380,可調(diào)整的 R2=0.336,D.W.=0.148,F=8.580

顯然模型的擬合優(yōu)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(zhèn)化率與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重之間相關(guān)性不強。說明用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)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。

3)城鎮(zhèn)化率與非農(nóng)產(chǎn)值比重和非農(nóng)就業(yè)比重的回歸分析。下面再對城鎮(zhèn)化率與非農(nóng)產(chǎn)值比重和非農(nóng)就業(yè)比重之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗。

各變量之間的協(xié)整檢驗結(jié)果如表6。

表6 城鎮(zhèn)化率與非農(nóng)就業(yè)比重變量回歸分析

檢驗結(jié)果表明,在5%的顯著性水平上,城鎮(zhèn)化率與其他兩個解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

然后據(jù)此建立城鎮(zhèn)化率(T0)與非農(nóng)產(chǎn)值比重(N I)和非農(nóng)就業(yè)比重(N E)的二元回歸模型進(jìn)行計量分析并檢驗,其中,用非農(nóng)產(chǎn)值比重和非農(nóng)就業(yè)比重衡量工業(yè)化水平。

回歸方程為:

再繼續(xù)使用SPSS軟件對(4)式進(jìn)行回歸分析,得到的結(jié)果如表7所示。

表7 湖北省城鎮(zhèn)化率與非農(nóng)產(chǎn)值比重和非農(nóng)就業(yè)比重的回歸分析(1978-2008)Model Summary(b)

a.預(yù)測變量:常量,非農(nóng)產(chǎn)值比重 ,非農(nóng)就業(yè)比重。

b.因變量:城鎮(zhèn)化率。

得出一般回歸結(jié)果:

其中 R2=0.953,可調(diào)整的 R2=0.949,F=281.218,模型的總體擬合優(yōu)度很高,線性關(guān)系顯著,顯然通過計量檢驗。非農(nóng)產(chǎn)值比重和非農(nóng)就業(yè)比重對城鎮(zhèn)化率的解釋程度很高,城鎮(zhèn)化率與非農(nóng)產(chǎn)值比重和非農(nóng)就業(yè)比重呈高度線性相關(guān)關(guān)系。

四、結(jié)論與政策建議

本文的基本結(jié)論是,根據(jù)對湖北省的工業(yè)化和城鎮(zhèn)化相互關(guān)系的實證分析,我國城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)出“不完全的城鎮(zhèn)化”特征。湖北省的城鎮(zhèn)化滯后于工業(yè)化和經(jīng)濟發(fā)展水平,工業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化的相關(guān)性很低,就業(yè)結(jié)構(gòu)的服務(wù)化和非農(nóng)產(chǎn)值對湖北省城鎮(zhèn)化的推動作用很強。1978-2008年間湖北省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占 GDP比重一直是在小幅度波動中,變動不大,而第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重在1980年代穩(wěn)步上升,在1990年代處于基本穩(wěn)定狀態(tài),進(jìn)入21世紀(jì)以后開始緩慢下降,第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與就業(yè)之間的比例發(fā)生嚴(yán)重偏離。第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、非農(nóng)產(chǎn)值比重、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重和非農(nóng)就業(yè)比重相對來說增長幅度比較大,并且從結(jié)構(gòu)指標(biāo)的角度來說,就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)的增幅要大于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)。從總體上看,湖北省城鎮(zhèn)化率與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重均具有較緊密的相關(guān)關(guān)系,工業(yè)化對城鎮(zhèn)化具有推動作用。但是,單純用 GDP中的第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重來衡量湖北省的工業(yè)化水平,工業(yè)化對城鎮(zhèn)化的推動作用不明顯。用非農(nóng)就業(yè)比重衡量工業(yè)化水平,則工業(yè)化對湖北省城鎮(zhèn)化具有一定的推動作用;如果用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值衡量工業(yè)化水平,則經(jīng)濟活動的非農(nóng)化對湖北省城鎮(zhèn)化的推動作用較強。由于第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的大幅上升分別對非農(nóng)產(chǎn)值比重、非農(nóng)就業(yè)比重的上升起到了很強的拉動作用,說明湖北省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推動作用很強,對加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程的影響作用明顯大于第二產(chǎn)業(yè)。

湖北省工業(yè)的發(fā)展對城鎮(zhèn)化的推動作用不強,深層原因是人口城鎮(zhèn)化過程被割裂為勞動力的職業(yè)轉(zhuǎn)換與身份轉(zhuǎn)變兩個階段,目前僅完成了農(nóng)民工的職業(yè)轉(zhuǎn)換,還沒有實現(xiàn)農(nóng)民工向市民轉(zhuǎn)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(yè)城市,其工業(yè)的發(fā)展不僅沒有對周圍地區(qū)產(chǎn)生擴散效應(yīng),相反還大量吸收了全省的資金和人才,結(jié)果導(dǎo)致工業(yè)的發(fā)展對勞動力的吸收力弱,城鎮(zhèn)化率的上升與工業(yè)產(chǎn)值比重的相關(guān)性較低。此外,鄉(xiāng)鎮(zhèn)中小企業(yè)的發(fā)展在空間上相對比較分散,勞動密集型企業(yè)發(fā)展不足,從而對推進(jìn)城鎮(zhèn)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(fā)展戰(zhàn)略為契機,加快圈域城鎮(zhèn)化發(fā)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(yōu)勢,武漢城市圈城鎮(zhèn)化的發(fā)展在很大程度上決定了湖北省的城鎮(zhèn)化進(jìn)程。因此,要通過快速交通的延伸和產(chǎn)業(yè)的梯次轉(zhuǎn)移,助推武漢城市圈及其周邊地域城鎮(zhèn)化發(fā)展,發(fā)揮武漢市及其城市圈的擴散效應(yīng)。

第二,優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),加快第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化是相互依賴、相互促進(jìn)的。與工業(yè)相比,第三產(chǎn)業(yè)具有明顯較高的就業(yè)彈性,并且隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而不斷增強對整個就業(yè)的帶動效應(yīng)。同時,從湖北省改革開放以來經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的趨勢看,工業(yè)就業(yè)比重在逐步降低而且上升的空間已經(jīng)較小,非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的較快上升只能主要依靠第三產(chǎn)業(yè)的迅速擴張。這是湖北省推進(jìn)城鎮(zhèn)化的基本途徑,也是促進(jìn)城鎮(zhèn)化與工業(yè)化協(xié)調(diào)發(fā)展的中心內(nèi)容。

第三,不斷夯實產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ),增強城鎮(zhèn)發(fā)展動力。產(chǎn)業(yè)發(fā)展是推進(jìn)城鎮(zhèn)化的根本動力。在加強城鎮(zhèn)建設(shè)規(guī)劃的基礎(chǔ)上,著力引導(dǎo)和培育產(chǎn)業(yè)發(fā)展。既要大力發(fā)展個私經(jīng)濟,引導(dǎo)農(nóng)民向城鎮(zhèn)有序流轉(zhuǎn)和聚集,同時也要加強招商引資,承接外來轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)。從本地實際出發(fā),充分利用公共投資的導(dǎo)向作用和基礎(chǔ)設(shè)施的帶動作用,引導(dǎo)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)向小城鎮(zhèn)集中,發(fā)展一批產(chǎn)業(yè)集聚、集約經(jīng)營、規(guī)模經(jīng)濟明顯的工業(yè)園區(qū)和特色產(chǎn)業(yè)區(qū)。大力發(fā)展特色產(chǎn)業(yè),通過特色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,把資源、交通、區(qū)位優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟優(yōu)勢,為城鎮(zhèn)化發(fā)展提供強有力的經(jīng)濟支撐。鼓勵發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè),提供更多的就業(yè)崗位,吸引更多農(nóng)民進(jìn)城,實現(xiàn)農(nóng)民工向市民的身份轉(zhuǎn)變,加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

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