進出口貿易對我國城鎮化發展的影響分析

■ 張亞斌（暨南大學特區港澳臺經濟研究所 廣州 510632）

引言

改革開放至今，我國的城鎮化發展取得巨大的進步與成功，城鎮化水平逐年攀升，同時城鎮化的發展也推動了我國經濟的快速發展，但是我國的城鎮化水平仍然有待發展。李克強總理指出，中國已進入中等收入國家行列，但發展依舊不平衡，尤其是城鄉差距量大面廣，差距就是潛力，未來幾十年最大的發展潛力在城鎮化，由此可見政府對于城鎮化發展的重視，以及其對于我國經濟命脈的重要性。

與此同時，我國的對外進出口貿易突飛猛進，經過改革開放30多年的發展，我國實現了由工業化初期向工業化中期的歷史性跨越，工業貨物規模躍居世界前列，自2003-2011年，貨物進出口年均增長21.7%，其中，出口年均增長21.6%，進口年均增長21.8%。2011年，我國貨物進出口總額為36421億美元，進出口總額躍居世界第二位，并連續3年成為世界貨物貿易第一出口大國和第二進口大國。進出口貿易為我國國民經濟發展、國際地位的提升以及人民生活水平的提升做出了突出貢獻，不僅如此，進出口貿易水平的提升與發展也會促使我國產業結構的轉型，提升我國勞動生產率，增強我國國內市場的競爭，淘汰技術落后企業。

本文試圖研究我國進出口貿易對城鎮化發展的影響，利用自1980年以來有關城鎮化水平、進出口貿易以及對城鎮化率造成影響的因素數據，經過多重計量分析，得出進出口貿易對城鎮化發展所帶來的影響并得出政策建議。

文獻綜述

目前為止，國內僅有為數不多學者對我國進出口貿易與城鎮化發展相互聯系進行研究分析，章元、萬廣華（2013）基于亞洲發展中國家1993-2010年的面板數據，通過研究表明城市化水平與國際貿易負相關，但是谷物貿易與城市化正相關，非谷物貿易與城市化水平負相關。發展中國家在保障糧食生產和安全的前提下，可以采取適當的進口糧食政策，以此來促進城市化水平的提高。王家庭（2005）基于開放條件下工業化內生決定的城市化模型，通過工業化將國際貿易與城市化發生聯系，研究表明國際貿易是推動中國城市化水平快速提升的重要因素。

進出口貿易對于產業結構升級發展起到積極的促進作用，隨著一國進出口貿易的發展壯大，該國豐裕要素的密集型產業在整個產業結構將比以往占有更高的比重，再通過需求、供給、技術進步等因素的共同作用逐步實現產業的升級。吳進紅（2006）認為，在開放經濟條件下，進出口貿易與產業結構是相輔相成、相互促進的關系。一方面，一個國家或地區根據自身的比較優勢，生產自己具有優勢的產品，于是決定了該國進出口商品的結構；另一方面，優化進出口商品結構，可以提高技術含量和高附加值工業制成品在出口中的比重，可以帶動國民經濟的發展，推動產業結構的升級。

產業結構的有序演變是推動城鎮化發展的重要動力，產業結構的有序演變造成工業的發展，工業的地理集中。工業帶動的第三產業的發展，一方面，為農業剩余勞動力提供了新的就業機會，使得農業勞動力向城鎮轉移；另一方面，由于不同產業之間存在收入差異，工業的邊際收益一般比農業的邊際收益高，而服務業的邊際收益比工業的高，這種邊際收益的差異導致勞動力從農業向非農產業轉移，這就對城鎮化的發展提供了巨大的動力。李鐵立、李誠固（2003）認為產業結構的升級發展與城鎮化之間存在互相作用的關系。一方面，產業結構的有序演變引起城市化動力機制的變化，使得城市化表現出不同的地域模式；另一方面，城市化對區域產業結構的演變具有支撐、拉動、載體的作用。

通過對現存文獻的研究，直接探討城鎮化與進出口貿易之間關系的文獻很少，并且尚沒有分別研究出口貿易與進口貿易對城鎮化的影響，本文試圖從這一個角度對影響我國城鎮化進展的因素進行更加深入的研究，并且本文利用了主成分因子分析，得到進口貿易出口貿易更加確切的量化分析。

進出口貿易影響城鎮化發展的理論路徑

城鎮化率是一個國家或地區經濟發展的重要標志，也是衡量一個國家或地區社會組織程度和管理水平的重要標志。從1970年到2010年，我國城鎮化率從17.38%增長到51.27%。同期，我國商品出口額從56.8億人民幣增長到107022.84億人民幣，年均增長率為20.2%；我國商品進口額從56.1億人民幣增長到94699.3億人民幣，年均增長率為19.9%。自我國加入世貿組織以后，我國的進出口貿易快速增長，三項指標得到飛速地提升，我國于2001年12月11日正式加入世界貿易組織，從2002年到2010年，我國商品進出口總額從51378.2億人民幣增長到201722.15億人民幣。可以大致看出我國進出口貿易和城鎮化率呈現出同方向變化，反映了我國進出口貿易與城鎮化率之間存在著相互影響和促進的關系。

城鎮化是指農村人口轉化為城鎮人口的過程，具體來說是指第二、第三產業在城市集聚，農村人口不斷向非農產業和城市轉移，使得城市數量增加，城市生產方式和生活方式向農村擴散、城市物質文明和精神文明向農村普及的經濟、社會發展過程。而城鎮化率通常用城市人口和鎮駐地聚集區人口占全部人口的百分比來表示，用來反映人口向城市聚集的過程和聚集程度。由此可見，城鎮化率與城鎮人口有關，而城鎮人口的數量又與第二、第三產業的發展密不可分，而進出口貿易中制造加工業與服務業都占有很高的份額，進而第二、第三產業的發展與進出口貿易也有很大的關系，城鎮化率與進出口貿易理應具有密切的關聯性。

在微觀層面上，由于進出口貿易發展所帶來的相關產業對勞動力的需求增大，一個從事農業工作的個體為了獲得更多的收入進而變更自己的工作，轉而從事有關進出口貿易的工作，而有關進出口貿易的第二、第三產業主要聚集在城鎮區域，則促使其向城鎮轉移，因而進出口貿易的發展都會促進城鎮化水平的提高。

在宏觀層面上，進出口貿易對城鎮化發展所造成的影響可以從多個角度進行分析。首先，進出口貿易的快速發展，勢必會推動一國的經濟發展，促使國家經濟發展水平向高層次邁進，而經濟因素作為城鎮化發展的根本動力，對城鎮化的發展水平起到了決定性作用，是城鎮產生和發展的重要前提。城鎮化是區域經濟發展到一定階段的產物，需要區域經濟發展支撐。一個國家只有在經濟得到快速發展，才會有更多的財力、物力投資到城鎮基礎設施建設上去。與此同時，城鎮化的適度推進又可以擴大需求，吸引農村剩余勞動力，促進經濟結構的有效調整，推動經濟進一步發展。其次，進出口貿易的快速發展，加速產業結構優化升級，促進第二產業與第三產業的快速發展，而第二、三產業的發展對于城鎮化進程起到巨大的推動作用。工業化發展需要大量的勞動力，促進就業結構快速轉變，工業發展所造成的集聚效用使工業化帶動城市化的前進發展。在工業化發展的后期，資金和技術的重要性超越勞動力，造成工業就業人數隨著技術水平的提升出現相對下降，這時產業結構升級和消費結構升級的作用超過了聚集效應的作用，城鎮化提升不再是由于工業化的帶動，而更多的表現為由工業化帶動的非農產業比重上升的帶動。而第三產業對城鎮化的作用主要就表現在工業化的后期，此時由于聚集效應而出現的城鎮需要為這些密集的人口和集中的企業群提供服務，這就誘導第三產業發展為城市人口提供更多的就業崗位，為城市提供完善的軟硬設施，進而促進城鎮化進程的深度發展。

城鎮化發展與進出口貿易關系的實證分析

（一）變量和數據說明

根據我國城鎮化發展的相關理論，并考慮到數據的可獲得性，分別選取以下解釋變量，構成對城鎮化率的解釋模型：國家進口總額（億元，M）、國家出口總額（億元，X）、非農就業比率（NAE）、城鄉居民人均收入差距（IG）、非農產業產值比重（NAO）、人均國內生產總值指數（PG）。被解釋變量為城鎮化率（UR）。所選數據均為1978年至2011年的年度數據，所選變量相關數據均來自中國統計年鑒。

（二）模型設定

非農產業發展對于城鎮經濟發展起到了決定性的作用，因而非農產業產值比重反映了產業結構對于城鎮化發展的影響，此外，由于非農產業的發展導致勞動結構的巨大變化，使大量的農民勞動力從第一產業轉移到第二、第三產業，而這種勞動力的轉移就會加快其所處地區城鎮功能的快速發展，從而提高城鎮化發展水平。人均GDP反映了一個城市的綜合經濟發展水平，是國際上研究城鎮化普遍使用的指標。城鄉居民人均收入差距是指城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均可支配收入的差距，它反映了一個城市的經濟發展活力。考慮到數據的值域和單位的差距很大，為了減少數據的不平穩性，要對數據進行對數處理，模型設定如下：lnUR=c+β1lnMt+β2lnXt+β3lnNAOt+β4lnPGt+β5lnNAEt+β6lnIGt其中，UR是被解釋變量，M、X、NAO、PG、NAE、IG是解釋變量。c是常數項，β1、β2、β3、β4、β5、β6是各個解釋變量的系數，代表它們對城鎮化率的邊際影響，t代表年份，c代表隨機誤差項。

（三）回歸分析

對于非穩定時間序列，可通過差分的方法將其化為穩定序列，然后才可建立經典的回歸分析模型。運用eviews軟件，對設定模型進行誤差修正分析。首先要檢驗各解釋變量的平穩性，利用單位根檢驗的方法，得出：出口總額、進口總額、非農產業產值比重為一階平穩數據，城鎮化率、人均國內生產總值、非農就業比率、城鄉居民人均收入差距均為二階平穩數據。通過單位根檢驗重新修正模型如下：

對上述修正模型進行時間序列回歸處理，得到回歸結果，如表1所示。

由回歸結果可以看出，在設定顯著水平為10%的情況下，回歸結果比較理想，所有解釋變量均顯著。于是回歸后的模型可以寫成：

通過回歸后模型可以得出：出口總額前的系數為正，進口總額前的系數為負，相應的，出口總額每提高一個單位，就會導致城鎮化率提高0.37，而進口總額每提高一個單位，就會導致城鎮化率下降0.19，這也就意味著出口跟城鎮化發展是同向變化的，而進口與城鎮化發展是反向變化的。同時出口貿易比進口貿易對城鎮化發展具有更強的影響。

本文利用格蘭杰因果檢驗方法確定進口總額、出口總額分別與城鎮化率的因果關系。

如表2所示，通過對進口總額與城鎮化率進行格蘭杰因果檢驗可知，在顯著水平為5%的前提下，拒絕“UR不是M的格蘭杰原因”的原假設，因而城鎮化率的變動是進口總額變動的格蘭杰原因，而進口總額變動不是城鎮化率變動的格蘭杰原因。

結合回歸結果可以得出：城鎮化率的提高導致進口總額的下降。其實從各個方面角度考慮，城鎮化率的提高對進口貿易的影響是多方面的，根據本文的研究結果，其對進口貿易的反向影響大于促進影響。城鎮化率的提高，帶來的是地區的產業轉移和升級，使大部分的就業人員從第一產業轉移到第二、第三產業，固定資產投資也轉移到如工業、服務業等第二、三產業，這就導致國內生產加工業的不斷提升。根據聯合國貿易數據庫相關數據顯示，我國進口產品中工業制成品在進口份額中一直占據著主導地位，在我國改革開放以后的大部分年份，制成品在進口總額中的比重均在80%以上，而在這些制成品進口中，機械及運輸設備的進口占有非常重要的地位。城鎮化水平的提升，意味著我國工業產值的增加，國內生產能力的提升，削弱國內市場對國外制成品的需求和依賴，進而導致進口總額的減少。另一方面，進口總額的變動不是城鎮化率變動的原因，因而進口貿易對于城鎮化的發展并沒有很大的影響。

如表3所示，通過對出口總額與城鎮化率進行格蘭杰因果檢驗可知，在顯著水平為5%的前提下，拒絕“X不是UR的格蘭杰原因”的原假設，因而出口總額變動是城鎮化率變動的格蘭杰原因，而城鎮化率變動不是出口總額變動的格蘭杰原因。

結合回歸結果可以得出：出口貿易的發展導致城鎮化水平的提高，從而推動城鎮化進程的發展。出口貿易的發展促進第二、三產業發展、加快經濟水平飛速提升、推動產業結構的加快升級，刺激農村人口向城鎮聚集，促使更多居民對城鎮化建設的急切需求，最終都使得城鎮化建設的大力發展。另一方面，城鎮化率的變動不能作為出口總額變動的原因，因而城鎮化發展對于出口貿易并沒有很大的影響。

（四）主成分因子分析

在諸多解釋變量中，出口總額以及進口總額跟被解釋變量的關系，占有多少權重，需要通過主成分因子分析進行考察。

如表4所示，出口總額的第一主成分為0.99，進口總額的第一主成分為0.99，而且模型所選的這五個解釋變量，作為第一主成分的貢獻率就高達93.91%，可見這些變量作為城鎮化率的解釋變量是非常充分的，其中出口總額與進口總額對模型的貢獻程度不亞于其它四個變量，因而可以將出口總額與進口總額作為解釋城鎮化率變動的解釋變量。

結論及建議

本文在借鑒國內外研究城鎮化發展以及進出口貿易的理論模型和實證方法的基礎上，構造出包括進口貿易、出口貿易在內的六個解釋變量，對城鎮化率進行線性回歸分析，通過回歸處理以及格蘭杰因果檢驗，發現城鎮化率與進口總額存在負相關關系，且城鎮化率變動是進口總額變動的格蘭杰原因，城鎮化率與出口貿易存在正相關關系，且出口總額變動是城鎮化率變動的格蘭杰原因。通過主成分因子分析，表明進口貿易總額、出口貿易總額可以作為解釋城鎮化率變動的解釋變量。通過以上分析，可以得出推動出口貿易的發展會促進我國城鎮化進程的快速發展的結論。

根據以上所得出的相關分析結果，本文提出以下政策建議：出口貿易的發展能夠推動城鎮化建設的快速發展，因而我國應當通過貿易結構的升級發展引導產業結構調整，其中應該將重點放在對出口貿易的發展當中。出口是促進一國經濟發展，推動技術進步最有效、最持久的機制，我國應大力發展出口貿易。通過擴大我國市場規模，有效利用我國勞動力優勢，積極發揮國內產業規模效應，優化出口貿易產業結構，提升貿易產業中對勞動力、自然資源、資本的有效利用，提高資本收益率，加快我國經濟發展，進而促使城鎮化水平更高更優質。政府應進一步深化外貿體制改革，加大我國政府的政策支持力度，促進外貿企業建立完善的現代企業制度，加快外貿企業向二、三產業延伸，從而為城鎮化發展提供保障。國家應適當提高部分出口商品的出口退稅率，給予出口企業更多優惠政策，從而增強我國企業在國際市場上的競爭力。同時簡化出口企業、出口產品的手續流程、降低費用，從而促進出口企業的快速周轉，增強出口企業應對危機的能力。通過一系列優惠和保障措施，提高出口企業的生存周期以及經營能力，從而促使更多的資源能夠在出口貿易領域得到更好的配置利用，進一步優化城鎮化水平的健康發展。