王寧 趙凱

摘要：城鎮(zhèn)化與工業(yè)化緊密聯(lián)系、互相促進(jìn)。利用修正后的錢納里標(biāo)準(zhǔn)和誤差修正模型對陜西省的城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的發(fā)展關(guān)系進(jìn)行了定量分析。結(jié)果表明，陜西省的城鎮(zhèn)化水平滯后于工業(yè)化水平。其原因一是工業(yè)化對城鎮(zhèn)化的帶動作用偏小，回歸系數(shù)只有０．３９９ ９４１；二是存在一個反向的調(diào)整機(jī)制阻礙了工業(yè)化水平提高對城鎮(zhèn)化的帶動，并且該調(diào)整力度高達(dá)０．５８７ ９８５。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化；工業(yè)化；錢納里標(biāo)準(zhǔn)；陜西省

中圖分類號：Ｆ２９９．２７；Ｆ４２７文獻(xiàn)標(biāo)識碼：Ａ文章編號：0439－８114（２０12）15－3394-04

Ｍｅａｓｕｒｅｍｅｎｔ ａｎｄ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏn ｔｈｅ Ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ Ｂｅｔｗｅｅｎ Uｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｉｚａｔｉｏｎ ｉｎ Ｓｈａａｎｘｉ Ｐｒｏｖｉｎｃｅ

ＷＡＮＧ Ｎｉｎｇ１，ＺＨＡＯ Ｋａｉ２

（Ｃｏｌｌｅｇｅ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ， Ｎｏｒｔｈｗｅｓｔ Ａ＆Ｆ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ， Ｙａｎｇｌｉｎｇ ７１２１００， Ｓｈａａｎｘｉ ，Ｃｈｉｎａ）

Ａｂｓｔｒａｃｔ： Ｔｈｅ ｐｒｏｇｒｅｓｓｅｓ ｏｆ ｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ ａｎｄ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｉｚａｔｉｏｎ ａｒｅ ｒｅｌａｔｅｓ ｃｌｏｓｅｌｙ ａｎｄ ｐｒｏｍｏｔｅ ｍｕｔｕａｌｌｙ． The ｄｅｖｅｌｏｐｉｎｇ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ ｂｅｔｗｅｅｎ ｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ ａｎｄ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｉｚａｔｉｏｎ ｉｎ Ｓｈａａｎｘｉ ｐｒｏｖｉｎｃｅ was quantitatively analyzed ｂｙ ｕｓｉｎｇ ｍｏｄｉｆｉｅｄ Ｃｈｅｎｅｒｙｓ ｍｏｄｅｌ ｔｏｇｅｔｈｅｒ ｗｉｔｈ ｎｏｒｍａｌ ａｎｄ ｅｒｒｏｒ ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ ｍｏｄｅｌ． Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔ ｓｈｏｗed ｔｈａｔ ｔｈｅ ｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ ｌｅｖｅｌ ｉｎ Ｓｈａａｎｘｉ ｐｒｏｖｉｎｃｅ ｌａｇged ｂｅｈｉｎｄ ｔｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｉｚａｔｉｏｎ ｌｅｖｅｌ． Ｔｈｅｒｅ were ｔｗｏ ｒｅａｓｏｎｓ ｆｏｒ ｔｈｉｓ． Ｔｈａｔ ｉｓ， ｏｎ ｔｈｅ ｏｎｅ ｈａｎｄ， ｔｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｉｚａｔｉｏｎ ｌｅｖｅｌ could ｎｏｔ ｓｔｉｍｕｌａｔｅ ｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ ｌｅｖｅｌ ｇｒｅａｔｌｙ ａｎｄ ｔｈｅ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ was ｏｎｌｙ ０．３９９ ９４１， ｏｎ ｔｈｅ ｏｔｈｅｒ ｈａｎｄ， ｔｈｅｒｅ was ａ ｒｅｖｅｒｓｅ ａｄｊｕｓｔｍｅｎｔ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ ｔｈａｔ ｈｉｎｄｅｒed ｔｈｅ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ｏｆ ｔｈｅ ｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ ｌｅｖｅｌ ａｎｄ ｔｈｅ ａｄｊｕｓｔｍｅｎｔ ｌｅｖｅｌ was ｕｐ ｔｏ ０．５８７ ９８５．

Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ： ｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ； ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｉｚａｔｉｏｎ； Ｃｈｅｎｅｒｙｓ ｍｏｄｅｌ； Ｓｈａaｎｘｉ ｐｒｏｖｉｎｃｅ

在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的歷史進(jìn)程中，區(qū)域工業(yè)化是推動區(qū)域城鎮(zhèn)化的主要動力，同時，區(qū)域城鎮(zhèn)化的發(fā)展對區(qū)域工業(yè)化也有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。當(dāng)由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會轉(zhuǎn)向工業(yè)社會時，越來越多的農(nóng)村富余勞動力離開農(nóng)村，由農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向工業(yè)、服務(wù)業(yè)等非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，導(dǎo)致原先分散居住在廣大農(nóng)村的人口向不同規(guī)模的城鎮(zhèn)集聚，城鎮(zhèn)居住人口占總?cè)丝诘谋戎夭粩嗌仙?，工業(yè)化進(jìn)程誘導(dǎo)城鎮(zhèn)化進(jìn)程；城鎮(zhèn)規(guī)模的擴(kuò)大、基礎(chǔ)設(shè)施的逐步完善，為工業(yè)發(fā)展提供了良好的外部環(huán)境，吸引高素質(zhì)人才、資金、科技創(chuàng)新等有利于工業(yè)進(jìn)一步發(fā)展的要素向城市集聚，城鎮(zhèn)化反過來又促進(jìn)工業(yè)化進(jìn)程，推動工業(yè)不斷向高層次發(fā)展［１，２］。

關(guān)于城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關(guān)系的研究成果主要有以下幾個方面：一是研究工業(yè)化與城鎮(zhèn)化關(guān)系的作用機(jī)制，并構(gòu)建二者之間的理論模型。如姜愛林［３］關(guān)于城鎮(zhèn)化與工業(yè)化互動關(guān)系研究。二是工業(yè)化與城鎮(zhèn)化關(guān)系的階段性研究，美國著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家錢納里的研究就是其中之一。三是經(jīng)濟(jì)發(fā)展、工業(yè)化水平與城鎮(zhèn)化水平之間的關(guān)系研究。這方面的研究較多，主要有城鎮(zhèn)化與工業(yè)化之間的相關(guān)性研究、偏離度研究和關(guān)系測度等。對于二者之間的關(guān)系測度主要有錢納里標(biāo)準(zhǔn)和ＩＵ、ＮＵ比值法。如張建新等［４］利用ＩＵ和ＮＵ比值法對我國城鎮(zhèn)化與工業(yè)化發(fā)展關(guān)系進(jìn)行了測度，鄭長德等［５］利用錢納里標(biāo)準(zhǔn)對我國的城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關(guān)系進(jìn)行了實證研究?；谏鲜鲅芯砍晒?，本研究利用修正后的錢納里標(biāo)準(zhǔn)對陜西省城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的發(fā)展關(guān)系進(jìn)行定量分析，并利用誤差修正模型探討二者之間關(guān)系的深層原因，以期為陜西省社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供理論依據(jù)和政策建議。

１變量選擇和數(shù)據(jù)來源

１．１變量的選擇

要對陜西省城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的關(guān)系進(jìn)行分析，必須明確城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的衡量指標(biāo)。目前對城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關(guān)系的判斷存在著很大差別，不同學(xué)者使用的城鎮(zhèn)化和工業(yè)化指標(biāo)間存在差異是一個重要原因。對于城鎮(zhèn)化水平，一般采用人口城鎮(zhèn)化率，即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘陌俜直?，這是比較一致的。而工業(yè)化水平的衡量指標(biāo)主要有兩類：一是產(chǎn)值結(jié)構(gòu)指標(biāo)，如工業(yè)產(chǎn)值占ＧＤＰ的比重、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占ＧＤＰ的比重；二是就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)，如工業(yè)就業(yè)比重、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重等。由于大多數(shù)國家的產(chǎn)值結(jié)構(gòu)與就業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變具有內(nèi)在聯(lián)系，工業(yè)比重與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重的變化趨勢也比較一致，因此在國外的著名論著中不同指標(biāo)的使用沒有產(chǎn)生太大的矛盾。但是，在我國這幾個方面的差別卻很大，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)衡量我國的工業(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。本研究綜合采用產(chǎn)值結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)來測度工業(yè)化水平。

１．２數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于１９９１－１９９３年、１９９５－１９９８年、２０００－２０１０年《陜西統(tǒng)計年鑒》，１９９４、１９９９年《中國統(tǒng)計年鑒》。其中非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占ＧＤＰ比重通過第二、三產(chǎn)業(yè)占ＧＤＰ比重之和求得，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重通過第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重之和求得，城鎮(zhèn)化水平通過非農(nóng)人口占總?cè)丝诒戎厍蟮谩?/p>

２陜西省城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關(guān)系研究

２．１修正的錢納里標(biāo)準(zhǔn)

錢納里標(biāo)準(zhǔn)值法是國際上對城市化與工業(yè)化關(guān)系進(jìn)行量化測度的常用方法之一。錢納里在１９７５年出版的《發(fā)展的型式１９５０－１９７０》［6］一書中，研究發(fā)展的一致性特點(diǎn)，通過模型回歸提出了人均ＧＤＰ與城市化率、工業(yè)化水平之間的對應(yīng)關(guān)系。該理論概括了城市化與工業(yè)化的關(guān)系，即正相關(guān)關(guān)系。根據(jù)錢納里發(fā)展模型，工業(yè)化與城市化發(fā)展歷程是一個由緊密到松弛的發(fā)展過程。發(fā)展之初的城市化是由工業(yè)化推動的。在工業(yè)化率和城市化率共同達(dá)到１３％左右的水平以后，城市化開始加速發(fā)展并明顯超過工業(yè)化。到工業(yè)化后期，制造業(yè)占ＧＤＰ的比重逐漸下降，工業(yè)化對城市化的貢獻(xiàn)作用也由此開始表現(xiàn)為逐漸減弱的趨勢。在工業(yè)化時期，工業(yè)化水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平幾乎是同義語，二者之間是一致的，因而可以用反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的基本指標(biāo)人均ＧＤＰ作為衡量工業(yè)化水平的指標(biāo)［７］。

錢納里標(biāo)準(zhǔn)值法簡單實用，數(shù)據(jù)來源方便，可操作性強(qiáng)。但卻有其適用條件，因此在應(yīng)用到我國陜西省工業(yè)化與城鎮(zhèn)化關(guān)系研究時，需要做相應(yīng)的修正。一是令N＝１ ３００（我國人口約為１３億）代入回歸方程進(jìn)行重新計算；二是貨幣的轉(zhuǎn)換，將１９６４年美元換算為１９９９－２００９年美元值的平均值。修正結(jié)果見表１。

由圖１可以看出，１９９９－２００９年陜西省的城鎮(zhèn)化率經(jīng)歷了先略高于錢納里標(biāo)準(zhǔn)，再基本符合錢納里標(biāo)準(zhǔn)，后低于錢納里標(biāo)準(zhǔn)的過程，并且二者之間的差距有加大的趨勢。也就是說陜西省城鎮(zhèn)化水平滯后于工業(yè)化水平，并且滯后程度可能會加大。

２．２城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的相關(guān)性分析

本研究綜合采用產(chǎn)值結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)來測度工業(yè)化水平。產(chǎn)值結(jié)構(gòu)指標(biāo)主要有工業(yè)占ＧＤＰ比重、第三產(chǎn)業(yè)占ＧＤＰ比重和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占ＧＤＰ比重；就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)主要有第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重。城鎮(zhèn)化水平采用非農(nóng)業(yè)人口比重來表示（以下城鎮(zhèn)化率均指非農(nóng)業(yè)人口比重）。首先對城鎮(zhèn)化率與工業(yè)化水平相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)性分析，得到結(jié)果如表２所示。通過對相關(guān)系數(shù)的比較可以看出，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化率的相關(guān)性最高。在產(chǎn)值指標(biāo)中非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占ＧＤＰ比重與城鎮(zhèn)化率相關(guān)性最高；在就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)中非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化率相關(guān)性最高，因此采用這兩個指標(biāo)來測度工業(yè)化水平。

從圖２可以看出，１９９０－２００９年期間陜西省非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占ＧＤＰ比重＞非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重＞城鎮(zhèn)化率，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占ＧＤＰ比重曲線遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他兩個，這說明非農(nóng)產(chǎn)值的增加沒有充分地帶動就業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，就業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的滯后可能是導(dǎo)致城鎮(zhèn)化率偏低的主要原因。

２．３城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的基本回歸模型

基于上述分析，本研究確定非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占ＧＤＰ比重和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重為回歸的自變量，城鎮(zhèn)化率為因變量。由于采用時間序列數(shù)據(jù)，所以在回歸之前需要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗［８］。

２．３．１數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗本研究采用Ｐｈｉｌｌｉｐｓ－Ｐｅｒｒｏｎ單位根檢驗，即ＰＰ檢驗。在Ｅｖｉｅｗｓ ６．０中對非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占ＧＤＰ比重、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重和城鎮(zhèn)化率取對數(shù)分別用ｆｅｉｎｃ、ｆｅｉｎｊ和ｕｒｂａｎ表示，對三者進(jìn)行ＰＰ檢驗，得到均為非平穩(wěn)的時間序列，并且三者均為一階單整，即所有變量序列均為Ⅰ（１），結(jié)果見表３。因此可以進(jìn)行協(xié)整性檢驗。

２．３．２協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗主要有兩種方法，分別是Ｅ－Ｇ兩步法和Ｊｏｈａｎｓｅｎ協(xié)整檢驗，Ｅ－Ｇ兩步法主要用于兩個變量之間的檢驗，Ｊｏｈａｎｓｅｎ協(xié)整檢驗主要用于多變量之間的協(xié)整檢驗。所以本研究采用Ｊｏｈａｎｓｅｎ協(xié)整檢驗［９］。檢驗結(jié)果如表４。

從表４可以看出，Ｊｏｈａｎｓｅｎ協(xié)整檢驗不管是選擇跡檢驗還是最大特征根檢驗，各變量之間都存在３個協(xié)整關(guān)系，即存在協(xié)整關(guān)系。因此，城鎮(zhèn)化水平和工業(yè)化水平之間存在長期均衡關(guān)系，而短期的偏離不會影響二者之間的長期關(guān)系。

２．３．３誤差修正模型協(xié)整檢驗考察了變量間的長期均衡關(guān)系，但在短期可能會出現(xiàn)偏離均衡位置的情況［１０］。所以應(yīng)用誤差修正模型將城鎮(zhèn)化水平和工業(yè)化水平之間的長期和短期關(guān)系聯(lián)系起來。誤差修正模型反映了因變量的短期波動是如何被決定的，一方面它受到自變量波動的影響，另一方面取決于誤差修正項。建立ｕｒｂａｎ和ｆｅｉｎｃ、ｆｅｉｎｊ之間的誤差修正模型，

Δｕｒｂａｎｔ＝β０＋β１Δｆｅｉｎｃｔ＋β２Δｆｅｉｎｊｔ＋αｅｃｍｔ－１＋εｔ

其回歸結(jié)果如下：

Δｕｒｂａｎｔ＝０．００９ ０７４＋０．２６３ ９０６Δｆｅｉｎｃｔ＋

０．５０２ ７４３Δｆｅｉｎｊｔ－０．６７０ ０２８ｅｃｍｔ－１

ｔ＝（１．０１１ ５１２） （０．８８８ ５３４） （２．０４９ ６５０） （－２．５１２ ５７１）

Ｐ＝（０．３２７ ８）（０．３８８ ３） （０．０５８ ３）（０．０２３ ９）

Ａｄｊｕｓｔｅｄ－Ｒ２＝０．１８６ ６４１Ｄ－Ｗ＝１．７３３ ０６４

Ｆ＝２．３７６ ８１５Ｐ（Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ）＝０．１１０ ８０９

從回歸結(jié)果可以看出，在１０％的檢驗水平下，回歸方程的Ｆ檢驗未通過，說明自變量對因變量的聯(lián)合線性影響不顯著，即工業(yè)化水平對城鎮(zhèn)化水平的影響不顯著。從各自變量的ｔ檢驗結(jié)果可以看出，變量ｆｅｉｎｃ的ｔ檢驗未通過，由此可以判斷ｆｅｉｎｃ對ｕｒｂａｎ的線性影響不顯著，這也可能是導(dǎo)致Ｆ檢驗未通過的主要原因。因此可以考慮剔除變量ｆｅｉｎｃ，建立ｕｒｂａｎ與ｆｅｉｎｊ的誤差修正模型：

Δｕｒｂａｎｔ＝β０＋β２Δｆｅｉｎｊｔ＋αｅｃｍｔ－１＋εｔ

回歸結(jié)果如下：

Δｕｒｂａｎｔ＝０．０１４ ５５０＋０．３９９ ９４１Δｆｅｉｎｊｔ－

０．５８７ ９８５ｅｃｍｔ－１

ｔ＝（２．２４６ ８６１）（１．８６１ ４６２）（－２．３６５ ９１６）

Ｐ＝（０．０３９ １） （０．０８１ ２）（０．０３０ ９）

Ａｄｊｕｓｔｅｄ－Ｒ２＝０．１９７ ３４２ Ｄ－Ｗ＝１．７６９ ９９５

Ｆ＝３．２１２ ７４５ Ｐ（Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ）＝０．０６７ １４７

從回歸結(jié)果可以看出，在１０％的檢驗水平下，回歸方程通過Ｆ檢驗，說明自變量對因變量的聯(lián)合線性影響顯著，即工業(yè)化水平對城鎮(zhèn)化水平的影響顯著。從各自變量的ｔ檢驗結(jié)果可以看出，各變量均通過ｔ檢驗，所以ｆｅｉｎｊ和ｅｃｍ對ｕｒｂａｎ的線性影響顯著。陜西省城鎮(zhèn)化水平的短期波動可以分為兩項：一部分是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的短期波動對其的影響，影響系數(shù)是０．３９９ ９４１，即非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重每增加１％，城鎮(zhèn)化水平會增加０．３９９ ９４１％；另一部分是偏離長期均衡的影響，誤差修正項ｅｃｍｔ的系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。誤差修正項系數(shù)為－０．５８７ ９８５，符合反向修正機(jī)制，且誤差修正項的回歸系數(shù)的ｔ統(tǒng)計量較為顯著，說明當(dāng)出現(xiàn)偏離長期均衡方程的情況時，誤差修正項將以

０．５８７ ９８５的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。即當(dāng)ｔ－１期的城鎮(zhèn)化率出現(xiàn)向上偏離長期均衡時，調(diào)整系數(shù)會以０．５８７ ９８５的力度減少ｔ期的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重增量，從而調(diào)整ｔ期的城鎮(zhèn)化率向長期均衡靠近。反之，當(dāng)ｔ－１期的城鎮(zhèn)化率出現(xiàn)向下偏離長期均衡時，調(diào)整系數(shù)會以０．５８７ ９８５的力度增加ｔ期的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重增量，從而調(diào)整ｔ期的城鎮(zhèn)化率向長期均衡靠近。

通過以上分析可以看出，陜西省城鎮(zhèn)化水平滯后于工業(yè)化水平可能有以下兩方面的原因：一是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整未能充分轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)化水平的提高。這由以上分析中變量ｆｅｉｎｊ的回歸系數(shù)０．３９９ ９４１＜１可以看出。二是誤差修正項以0.587 985的調(diào)整力度在短期內(nèi)削弱工業(yè)化水平對城鎮(zhèn)化水平的超強(qiáng)帶動作用。

３結(jié)論與建議

在研究錢納里標(biāo)準(zhǔn)的基礎(chǔ)上，提出了適合中國現(xiàn)狀的修正的錢納里標(biāo)準(zhǔn)，并應(yīng)用于陜西省的城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關(guān)系研究。在研究相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，利用誤差修正模型分析了工業(yè)化與城鎮(zhèn)化水平的關(guān)系及其相互影響，得到結(jié)論為陜西省的城鎮(zhèn)化水平滯后于工業(yè)化水平。其原因主要有兩個方面：一是工業(yè)化水平對城鎮(zhèn)化水平的帶動作用偏小，回歸系數(shù)只有０．３９９ ９４１；二是存在一個反向的調(diào)整機(jī)制阻礙工業(yè)化水平過快帶動城鎮(zhèn)化水平的提高，并且該調(diào)整力度高達(dá)０．５８７ ９８５。這兩個方面的因素導(dǎo)致陜西省的城鎮(zhèn)化水平提升緩慢。因此，陜西省應(yīng)創(chuàng)建積極有效的制度措施保障就業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變更為有效地轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)化水平的提高，從而使城鎮(zhèn)化與工業(yè)化協(xié)調(diào)發(fā)展。

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