中國縣域城鎮化、就業率與經濟發展水平關系的實證研究

[摘要]剖析縣域城鎮化、就業率與經濟發展水平的關系，對于我國縣域城鎮化建設具有重要的戰略意義。運用面板數據回歸方法，對2002—2011年我國東中西部三個區域24個縣的縣域城鎮化、就業率與經濟發展水平的關系進行實證性研究。結果表明，縣域城鎮化與就業水平存在一定的均衡關系，縣域就業率和經濟發展水平促進了縣域城鎮化的發展。為了促進我國縣域城鎮化、就業以及經濟的協調發展，應采取多方面的措施。

[關鍵詞]縣域城鎮化；縣域就業；縣域經濟；面板數據

[中圖分類號]F29922[文獻標識碼]A[文章編號]2095-3283（2015）02-0079-05

[作者簡介]申布語（1989-），女，漢族，河北邯鄲人，碩士研究生，研究方向：宏觀經濟學。一、引言

城鎮化是指由于生產力的發展而使城鎮的人口數量不斷擴大，農村人口不斷向城鎮集聚，城市文明不斷向四周擴散，在此過程表現出了地域性質和形態在空間上的不斷演變?？h域城鎮介于城市和農村之間，既有城市的功能，又有農村的環境，兼有城鄉兩種職能，是城市向農村的過渡地帶，是農村一定區域內的經濟文化中心?？h域城鎮以農村為腹地，以城市為依托，對調整農業產業結構、改變城鄉人口分布、推動農村經濟社會的發展發揮了重要的作用。[1]

2013年中央一號文件使“城鎮化”再次進入到人們的視野，指出城鎮化是解決“三農”的重要戰略，是實現可持續發展的重要支撐。新型城鎮化也是2014年兩會上代表委員們激烈討論的話題之一。城鎮化的關鍵是人的市民化，而人的城鎮化的關鍵在于城鎮能否實現穩定就業。對于農村轉移人口而言，只有穩定的收入和就業，才能支付在城鎮長期居住的生活成本，才有享受社會保障、子女上學等公共服務的可能。

從國內外相關研究來看，對于縣域城鎮化的研究主要集中在我國。根據我國學者的研究，城鎮化與就業確實存在著一定的相關關系。Harris認為導致城鄉收入差距拉大，并且農民進入城市的原因是發展中國家的二元經濟結構，農民不斷進入城市，城市勞動力市場供需失衡，這就使城市里的失業問題越來越嚴重。[2]黃明使用時間序列分析，證明了城鎮化率的提高和城鎮就業存在相互促進的關系。[3]朱農認為，農業是城鎮化發展的前提，農民增收才能促進城鎮化的發展。[4]劉七華對就業總人口和就業結構進行描述，利用VAR模型得出結論，我國城鎮化水平與就業結構不協調。[5]

研究表明，城鎮化也與經濟發展水平存在著一定的關系。盧方元利用時間序列模型，實證研究了河南省城鎮化與經濟發展水平的關系，證明城鎮化與經濟發展水平存在著協整關系。[6]秦文俊通過國內外的研究發現，城鎮化與經濟發展水平存在著互動關系。[7]但是曾志楊認為現在的城鎮化發展水平不能唯GDP是從，不能只看經濟的發展，還要看多方面的發展。

目前我國關于縣域城鎮化的研究存在兩個不足：一是注重理論闡述性，研究給出了一定的理論建議，但是并沒有實證分析；二是僅僅考慮了城鎮化，但是沒有將重點放在縣域。針對這些不足，本文嘗試將城鎮化放在縣域考慮，分析東中西部縣域城鎮化、就業與經濟發展水平的關系。

二、我國縣域城鎮化發展現狀

根據《中國縣（市）社會經濟統計年鑒》，整理出2002—2011年我國各區域城鎮化的發展現狀，對東中西部三個區域的24個縣進行了資料采集和梳理，以下是隨機抽取的個案的結果。表12002—2011年我國東部7縣（市）縣域城鎮化發展水平 單位：%年份縣域2002200320042005200620072008200920102011密云縣2536295530233023333333333195347834043404沙縣2583250025002500158028002530240026922308連平縣20540500500210523331825179517501707平果縣107210871087870130222922352240025492745吉安縣1250136413641364159115911974195719154167江陰市197123582542254226052605338337542504711武安市969972972959109610961481131614101392表1選取的是2002—2011年東部7個縣的城鎮化率。從數據可以發現，東部各縣域之間存在一定的差距，例如城鎮化率較高的江陰市，城鎮化率達到了4711%，而武安市的城鎮化率才只有13%左右。但是從總體來看，東部的城鎮化率比較高，總體水平大概在25%～30%之間，這與東部經濟實力整體相對較強密切相關。從上升幅度來看，江陰市的上升幅度較大。表22002—2011年我國中部6縣（市）縣域城鎮化發展水平 單位：%年份縣域2002200320042005200620072008200920102011寧國市1662184218421842184218421849258125812581鞏義市152715191646175237523751904209921952195農安縣1607142913391239935935104510009901071長沙縣027270270400933933090127127125準格爾旗2841296337044074464346436419566766676774洪湖市3242318732223626340734073474344131913085中部各縣城鎮化率和東部地區相比總體水平較低，在20%左右，并且大多數城鎮化率近幾年提升不高，升幅大多在10%左右。這是由于中部地區縣域大多為農業縣，自然環境不占優勢，并且中部受到東、西部的制約，使得縣域經濟發展拉動力不強，進而城鎮化率不高。表32002—2011年我國西部5縣（市）縣域城鎮化發展水平 單位：%年份縣域2002200320042005200620072008200920102011華亭縣2543277827782353277823532353277831583158黔西縣1014988976964117618391957200017241685那曲縣228914290014290548012501250永寧縣1500150015001905190515001905190523812727大足縣1803180316131613161318092032229226042816西部地區由于自然條件相對惡劣，很多縣域處于山區、沙漠、高原地區，農業生產受到很多制約，這就無法為城鎮化過程提供豐富的資本和勞動力。同時沒有能力吸引更多的投資，導致生產力落后。各種因素都導致了西部的城鎮化率低下。從表3可以看出，西部的城鎮化率水平大致保持在10%左右，有些地區的城鎮化率還是0，有一些地區還出現了負增長。endprint

三、縣域經濟與縣域城鎮化

縣域經濟的發展是縣域城鎮化發展的保證。改革開放30多年來，我國人均GDP從1978年的379元上升到了2011年的35083元，擴大了90多倍，同時我國也是世界上城鎮化發展最快的國家之一。大量的農村人口涌入城鎮，為城鎮的發展乃至整個國民經濟的發展提供了活力。據資料顯示，我國城鎮化水平與縣域經濟發展存在著線性相關關系：從全國來看，二者高度相關，達到了0909；東部地區二者相關系數為0895；中部地區二者相關系數為0462，為低度相關。受到各區經濟發展水平的影響，我國東部縣域城鎮化水平比較高，縣域經濟更加活躍；但是中西部地區縣域城鎮化水平較低，居民就業率也低。我國各地區城鎮化發展的不平衡也反映了經濟發展水平的差異。

四、研究變量的選擇和數據說明

本文選取一系列指標對縣域城鎮化、城鎮就業以及經濟發展水平進行度量。

（一）模型簡介

面板數據是指在時間序列上取多個截面，在這些截面上同時選取樣本觀測值所構成的樣本數據，是同時在時間和截面上取得的二維數據。一般我們設Yit為解釋變量在橫截面i和時間t上的數值，Xit為1×k維解釋變量，則一般式可寫成：

Yit=αit+βitXit+μit，i=1，2…N；t=1，2…T

對于面板數據Yit，因為每個個體在相同的時期內都有觀測記錄，所以這是一個平衡面板數據。式子是解釋k個經濟指標在N個個體及T個時間點上的變動關系。N表示個體截面成員的個數，T表示每個橫截面積成員的觀測時期總數，參數αit表示模型的常數項，βit表示對應于解釋變量Xit的k×1維系數向量，K表示解釋變量的個數。μit為隨機誤差項，滿足相互獨立、零均值、同方差為σ2μ的假設。

在模型中，自由度（NT）遠遠小于參數個數，這使得模型無法估計。為了讓模型可以估計，我們可以建立兩類模型：第一，從個體成員角度考慮，建立含有N個個體成員方程的面板數據；第二，在時間點上截面，建立含有T個時間點截面方程的面板數據。

（二）指標和數據的選取

我們以縣域城鎮化率作為因變量，這里縣域城鎮化率是指縣域城鎮人口占總人口的比重；以就業作為自變量，這里選取宏觀指標縣域城鎮就業規模為標準，具體計算方法為縣域就業人數比上總的就業人數，或者1減去縣域登記失業率；縣域社會經濟水平用GDP來表示。本文選取了2003—2012年隨機抽取的全國24個縣的城鎮化率和縣域城鎮就業率來進行面板數據分析。數據均來自于中國縣（市）社會經濟統計年鑒和政府統計公報。

五、實證結果分析

本文使用Eviews60軟件進行實證分析，選取了2002—2011年全國24個縣市的縣域城鎮化率（xyczhl）、縣域就業率（xyjyl）和GDP面板數據，這些地區的拼音簡稱分別表示：寧國市（NINGGUOSHI），密云縣（MIYUNXIAN），沙縣（SHAXIAN），華亭縣（HUATINGXIAN），連平縣（LIANPINGXIAN），平果縣（PINGGUOXIAN），黔西縣（QIANXIXIAN），定安縣（DINGANXIAN），武安市（WUANSHI），鞏義市（GONGYISHI），漠河縣（MOHEXIAN），洪湖市（HONGHUSHI），長沙縣（CHANGSHAXIAN），農安縣（NONGANXIAN），江陰市（JIANGYINSHI），吉安縣（JIANXIAN），海城市（HAICHENGSHI），準格爾旗（ZHUNERGEQI），那曲縣（NAQUXIAN），庫爾勒市（KUERLESHI），永仁縣（YONGRENXIAN），紹興縣（SHAOXINGXIAN），大足縣（DAZUXIAN），永寧縣（YONGNINGXIAN）。

（一）面板的單位根檢驗

按照正規程序，面板數據模型在回歸前需檢驗數據的平穩性。李子奈曾指出，一些非平穩的經濟時間序列往往表現出共同的變化趨勢，而這些序列間本身不一定有直接的關聯，此時，對這些數據進行回歸，盡管有較高的R平方，但其結果是沒有任何實際意義的。這種情況稱為虛假回歸或偽回歸。他認為平穩的真正含義是：一個時間序列剔除了不變的均值（可視為截距）和時間趨勢以后，剩余的序列為零均值，同方差，即白噪聲。因此單位根檢驗時有三種檢驗模式：既有趨勢又有截距、只有截距、以上都無。因此首先進行單位根檢驗，這是避免出現偽回歸的前提條件，本文用不同的方法進行檢驗，結果見表4。

表4面板數據的單位根檢驗檢驗方法lnxyczhllnxyjyllnGDPLLC檢驗-390（000）*-1264（000）*-1119（000）*水平值Breitung檢驗-046（032）071（076）-138（008）Hadri檢驗986（000）*1129（000）*1006（000）*注：*表示在1%的顯著水平上拒絕原假設；括號中的數據是該統計量的伴隨概率

表4表示，Hadri方法對“lnxyczhl”水平值的單位根檢驗表明“lnxyczhl”含有單位根，而LLC和Breitung結論表明不含有單位根。對于“lnxyjyl”，Breitung檢驗和Hadri檢驗表明只含有兩個單位根，Hadri檢驗“lnGDP”只含有一個單位根。根據以上的檢驗，表明各個變量都含有單位根，但是有幾個單位根，還要進行一階差分檢驗。

表5面板數據的一階差分單位根檢驗檢驗方法lnxyczhllnxyjylnGDPLLC檢驗-18996（000）-2034（000）-1786（000）一次差分Breitung檢驗-368（000）-273（000）087（081）*Hadri檢驗3875（000）2854（000）2811（000）注：*表示在1%的顯著水平上接受原假設；括號中數據是該統計量的伴隨概率

從表5可以看出，進行一階差分檢驗后，除了“lnGDP”一階差分檢驗不同外，其余檢驗結果均表明上述三個差分序列是非平穩的，即原序列是一階以上單整序列而非平穩序列。面板模型的變量是不平穩的，就不可以直接進行回歸分析，否則可能是偽回歸。endprint

（二）面板協整檢驗

面板協整檢驗的方法有多種，這里應用Pedroni以回歸殘差，如表6。表6變量的面板協整檢驗變量面板協整檢驗結果

-1324*Group ADF-stat-194*注：1除了Panel v-stat 為右尾檢驗外，其余統計檢驗量均為左尾檢驗；2*表示在5%的顯著水平上拒絕不存在協整關系的原假設

上述數據表明除了Group p-stat 和Group PP-stat 檢驗接受原假設外，其余檢驗均拒絕“不存在協整關系”的原假設。綜合考慮，認為兩個變量存在協整關系，因此，可以進行回歸分析。

（三）模型的估計與分析

由于通過觀測面板數據散點圖發現本文使用對數建模最合理，因此，本文中我們設縣域城鎮化率（lnxyczhl）為被解釋變量，縣域就業率（lnxyjyl）和經濟發展水平（lnGDP）為解釋變量，方程可以寫作：

lnxyczhlit=αit+β1lnxyjylit+β2lnGDPit+ξit，i=1，2…，N；t=1，2…，T

用面板數據建立的模型通常有3種，即混合模型、固定效應模型和隨機效應模型。本文首先使用F檢驗，在給定α值的情況下，如果F值小于臨界值，則接受零假設，使用混合效應模型，反之，如果F值大于臨界值，則拒絕零假設，使用固定效應模型。三種方法的回歸方程如下：

（1）混合模型估計，估計結果如下：

lnxyczhlit=278-542lnxyjylit-002lnGDPit

（078）（-07）（-041）

R2=0004，DW=017，SSE=15772

被估參數均通過了顯著性檢驗，回歸方程的擬合效果也很好，但是DW值太低，存在負自相關。

（2）個體固定效應回歸模型，估計結果如下：

lnxyczhlit=-2821+661lnxyjylit+022lnGDPit+005D1+031D2+…+014D24

（-056）（06） （477）

R2=086，DW=117，SSE=2203

其中虛擬變量D1、D2…，D24的定義為：

Di=1，如果屬于第i個個體，i=1，2，…，24

0，其它

24個縣（市）的就業率和社會經濟發展水平與城鎮化成正比例關系，說明較高的就業率和經濟發展水平可以促進城鎮化的快速發展。

（3）F檢驗

接下來用F統計量檢驗是應該建立混合模型還是個體固定效應模型，原假設與備擇假設分別為：

H1：模型中不同個體的截距相同

H2：模型中不同個體的截距不同

F統計量定義為：

F=（SSEr-SSEu）/（N-1）SSEu/（NT-N-k）=6107

F=6107>F005（23，238）

所以推翻原假設，比較上述兩個模型，個體固定效應模型比混合模型更合理。

（4）時點固定效應回歸模型，相應的表達式為：

lnxyczhlit=348-692lnxyjylit-005lnGDPit-027D1-015D2+…+023D10

（098）（-084）（-122）

R2=004，DW=016，SSE=15266

其中虛擬變量D1、D2…D10的定義是：

Dt=1，如果屬于第t個截面，t=2002，…，2011

0，其它

（5）個體隨機效應回歸模型，表達式為：

lnxyczhlit=-2339+559lnxyjylit+02lnGDPit+005D1+033D2+…+012D24

（-051）（056）（45）

R2=011，DW=104，SSE=2479

其中虛擬變量D1、D2、…D24定義為：

Di=1，如果屬于第i個個體，i=1，2，…，24

0，其它

（6）Hausman檢驗

利用Hausman統計量檢驗應該建立在時點固定效應模型還是個體隨機效應回歸模型，原假設與備擇假設分別是：

H0=個體隨機效應模型

H1=個體固定效應模型

由檢驗輸出的結果可以看出，Prob=0055，在5%的顯著水平下拒絕原假設，因此應該建立個體固定效應模型。

（7）估計結果及其分析

通過上文對模型的選擇和估計，最后得出了要使用固定效應模型，估計結果如下：

表7回歸結果解釋變量系數估計值標準誤差t值P值C-28215012-056057lnxyjyl661109906055lnGDP022005477000R2=086，DW=117，F-statistic=5297，Prob=000以上分析得出，模型的DW值為117，擬合程度較好，通過模型檢驗得到F統計量值，數值顯示方程在總體上是極為顯著的。

從表7還可以看出，縣域就業率和縣域經濟發展水平的變量系數是顯著的，它們對縣域城鎮化的發展都有明顯的促進作用，其中，縣域就業率每提高1個百分點，縣域城鎮化發展水平就上升661個單位，縣域城鎮化發展水平每提高1個百分點，就能拉動縣域城鎮化發展水平022個百分點。由此可以看出，對于促進縣域城鎮化的發展，縣域就業率比經濟發展水平的拉動力要大。并且從檢驗中可以看出，東部地區的就業率和經濟發展水平的提高能夠有效地促進縣域城鎮化的發展，而中部地區的效果要小于東部地區，甚至有些西部地區的效果是負的，這就需要區別對待東中西部的縣域城鎮化問題。endprint

六、結論

以上實證研究表明，縣域就業率和經濟發展水平的提高會促進縣域城鎮化的發展，但對不同地區的影響程度不同，對東部影響較大，對西部偏遠地區影響較小。從以往研究來看，大中城市的城鎮化發展已經比較完備，而縣域城鎮的發展還有很大的空間，所以要大力發展縣域經濟，擴大縣域經濟的規模，從而提高縣域城鎮化水平，形成完善的經濟結構和產業結構，提高縣域人民的生活水平。同時，要合理促進縣域城鎮化的發展，例如東部的一些縣市，縣域城鎮化水平較高，就要放緩速度，合理調整政策。中部的縣域要合理發展城鎮化，使城鎮化和經濟的發展相協調，優化產業結構。西部落后地區的縣域不要急功近利，要大力發展縣域經濟，如果經濟水平趕不上縣域城鎮化的發展，就會產生比較高的失業率，進而出現一系列的經濟和社會問題。

黨的十八屆三中全會指出，城鄉二元結構是制約城鄉發展一體化的主要障礙。必須健全體制機制，形成以工促農、以城帶鄉、工農互惠、城鄉一體的新型工農城鄉關系，讓廣大農民平等參與現代化進程、共同分享現代化成果。要加快構建新型農業經營體系，賦予農民更多財產權利，推進城鄉要素平等交換和公共資源均衡配置，完善城鎮化健康發展體制機制。提高縣域城鎮化的一個重要措施就是改革戶籍制度。首先，在縣域進行戶籍制度改革，放寬縣域城鎮的戶籍準入門檻，鼓勵農民進城落戶。其次要做好公共服務均等化，通過推進城市合理布局，合理分配公共資源。第三，加強農村基礎教育，重視農村的九年義務教育，全面提高農民的素質。只有農民的素質提高了，才會增強就業的競爭力，更好地促進縣域城鎮化的發展。

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Abstract： Analysis of the relationship between urbanization，employment rate and level of economic development of the county，the urbanization of the county has important strategic significance. This paper uses panel data regression method，the relationship between the county urbanization，employment rate and level of economic development of China conducted empirical research. The results show that the presence of county urbanization and a certain level of employment equilibrium relationship，county employment and promote the countys economic development level of urbanization development. In order to promote the coordinated development of the county urbanization，employment and the economy should take a variety of measures.

Key words： county urbanization；county employment；county economy；panel data（責任編輯：郭麗春）endprint