閻澤睿

(中北大學經(jīng)濟與管理學院，山西 太原 030051)

城鎮(zhèn)化或城市化，是指第二、第三產(chǎn)業(yè)在城市的集聚，農(nóng)村人口不斷向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的城市轉(zhuǎn)移，使得城市數(shù)量增加、規(guī)模擴大，城市生產(chǎn)方式和生活方式向農(nóng)村擴散、城市物質(zhì)文明和精神文明向農(nóng)村普及的經(jīng)濟、社會發(fā)展過程［1］。隨著社會經(jīng)濟的快速發(fā)展，城鎮(zhèn)建設步伐不斷加快，農(nóng)村剩余勞動力不斷向城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。2000年以來，山西省城鎮(zhèn)化水平得到穩(wěn)步提高，2012年全省城鎮(zhèn)化率達到51.26%，比上年提高1.58個百分點，超過“十二五”規(guī)劃目標年均增長速度0.08個百分點［2］，但仍然落后于全國平均水平。因此，進入2010年來，全省各地緊緊圍繞《山西省人民政府關(guān)于加快推進城鎮(zhèn)化的意見》《“一核一圈三群”規(guī)劃編制方案》《全省城市擴容提質(zhì)大行動實施方案》和《全省“雙百”城鎮(zhèn)建設實施方案》，把加快推進城鎮(zhèn)化作為山西省經(jīng)濟社會發(fā)展的一個重大戰(zhàn)略，同時，也作為山西轉(zhuǎn)型跨越發(fā)展的一項重要工作［3］。

一、國內(nèi)外學術(shù)界城鎮(zhèn)化動力機制研究綜述

近半個多世紀以來，國外學術(shù)界對城鎮(zhèn)化動力機制的研究從未停歇過［4］。馬卜貢杰(1970)提出城市拉力和農(nóng)村推力共同作用實現(xiàn)城鄉(xiāng)人口遷移的“推拉”模式［5］;諾瑟姆(1975)提出城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展之間是一種粗略的線性關(guān)系［5］。從國內(nèi)看，自從城鎮(zhèn)化作為我國重要的經(jīng)濟社會發(fā)展戰(zhàn)略研究項目以來，我國學者對城鎮(zhèn)化動力機制的研究特別踴躍。錢納里(1989)研究了1965年90個國家和地區(qū)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系，得出了人均國民生產(chǎn)總值越高、工業(yè)化水平越高，城鎮(zhèn)化水平也越高的結(jié)論［6］。辜勝阻、簡新華(1994)及蔡孝箴(1998)等從就業(yè)部門構(gòu)成角度得出，工業(yè)化率、非農(nóng)化率與城鎮(zhèn)化率之間基本上是正相關(guān)關(guān)系，第二、第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平越高，城鎮(zhèn)化水平也越高，工業(yè)化率、非農(nóng)化率與城鎮(zhèn)化率之比基本上保持一個穩(wěn)定值［7，8］。寧越敏(1998)對城鎮(zhèn)化主體進行分析，從政府、企業(yè)、個人三個方面探討城鎮(zhèn)化的動力機制與特點［9］。楊萬江、蔡紅輝(2010)將之前不同的學者從不同研究角度進行了簡單的歸類，將城鎮(zhèn)化動力機制分為主體行為動力機制、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換機制、制度動力機制以及比較利益動力機制等［10］。李芃、魏榮華、孟慶紅及李揚揚(2011)，認為農(nóng)牧業(yè)發(fā)展是城鎮(zhèn)化的初始動力，工業(yè)是城鎮(zhèn)化的根本動力，第三產(chǎn)業(yè)是城鎮(zhèn)化的后續(xù)動力［11，12］。唐偉、鐘祥浩、周偉等(2011)從推進本土農(nóng)牧民城鎮(zhèn)化進程的角度出發(fā)，并充分考慮援藏政策對西藏城鎮(zhèn)化的作用，提出今后“一江兩河”地區(qū)城鎮(zhèn)化動力系統(tǒng)優(yōu)化的思路［13］。

二、山西城鎮(zhèn)化動力機制研究的模型構(gòu)建及實證分析

(一)模型構(gòu)建

1．城鎮(zhèn)化動力的影響因素及數(shù)據(jù)來源。從城鎮(zhèn)化演進的一般動力來看有四個影響因素:要素供給推動、產(chǎn)品需求拉動、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷推動、收入提高與經(jīng)濟增長拉動［14］。因此，本文因變量選用城鎮(zhèn)化率，自變量選擇兩個層面:一是需求指標選取城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資總額，二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標選取工業(yè)化率即工業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重。通過城鎮(zhèn)化率、工業(yè)化率和城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資進行實證分析。

本文運用的2000—2011年山西省時間序列數(shù)據(jù)中，2000—2009年城鎮(zhèn)化率引用《關(guān)于山西城鎮(zhèn)化的認識》中的數(shù)據(jù)，2010、2011年城鎮(zhèn)化率分別取自于山西省統(tǒng)計局發(fā)布的網(wǎng)頁信息，其余數(shù)據(jù)均取自《2012年山西統(tǒng)計年鑒》(如表1)。

表1 2000—2011年山西城鎮(zhèn)化相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計表

2．相關(guān)數(shù)據(jù)的單位根檢驗。對城鎮(zhèn)化率、工業(yè)化率、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資等原始數(shù)據(jù)進行二階差分單位根檢驗。首先，原假設命題為:城鎮(zhèn)化率、工業(yè)化率、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資均含有二階單位根。其次，在測試臨界值5%的顯著水平下進行二階差分單位根檢驗，得到增廣迪基富勒檢驗統(tǒng)計量(如表2)。

表2 城鎮(zhèn)化率、工業(yè)化率、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)二階差分單位根檢驗

從表2的檢驗結(jié)果可以看出，城鎮(zhèn)化率、工業(yè)化率、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)都通過了5%顯著性水平。在5%顯著性水平下，P檢驗值分別為0.0036、0.0390、0.0243，都比較顯著。T檢驗統(tǒng)計量值分別為－5.490575、－3.609731、－3.772177，均小于相應臨界值 －3.320969、－3.403313、－3.259808，從而進入拒絕域，拒絕原假設，表明城鎮(zhèn)化率、工業(yè)化率、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)的差分序列均不存在單位根，均是平穩(wěn)序列。

3．模型估計。首先，進行散點圖估計。根據(jù)已有數(shù)據(jù)對工業(yè)化率、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與城市化率之間的變化趨勢做散點圖(如圖1、圖2)。從圖1可知，在工業(yè)化率與城市化率之間，雖有個別點較為偏離，但整體上呈現(xiàn)出線性關(guān)系;圖2明顯看出城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與城市化率之間存在線性關(guān)系。

圖1 工業(yè)化率與城市化率變化趨勢

其次，進行回歸模型估計。假設山西城鎮(zhèn)化動力機制的多元線性回歸模型為:

城鎮(zhèn)化率=β0+β1×工業(yè)化率+β2×城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資+μ

其中:β0、β1、β2為待估參數(shù);μ 為隨機擾動項。

依據(jù)2000—2011年12年數(shù)據(jù)，運用計量統(tǒng)計學觀察中最小二乘估計法(OLS)估計多元線性回歸模型，輸出結(jié)果如表3和表4所示。根據(jù)表3的數(shù)據(jù)，山西城鎮(zhèn)化率動力機制的回歸模型是:

圖2 城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與城市化率變化趨勢

城鎮(zhèn)化率 =0.442581×工業(yè)化率 +0.000000142×城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資+17.21287

T檢驗值(6.507517)(10.04752)(5.701308)

P檢驗值(0.0001)(0.0000)(0.0003)

R2(可決系數(shù))=0.980280;F檢驗值 =223.7002;DW(德賓－沃森統(tǒng)計值)=2.37814

表3 最小二乘法估計輸出結(jié)果(1)

表4 最小二乘法估計輸出結(jié)果(2)

(二)山西城鎮(zhèn)化的動力機制實證分析

1．擬合優(yōu)度檢驗。由表4得到:可決系數(shù) =0.980280，修正的可決系數(shù)=0.975898，這說明模型對樣本的擬合度很好，即解釋變量“工業(yè)化率”“城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資”對被解釋變量“城市化率”的大部分差異做出了解釋。模型估計結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，當工業(yè)化率提高一個單位時，城鎮(zhèn)化率會增加0.442581個單位;在假定其他變量不變的情況下，當城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資提高一個單位時，城鎮(zhèn)化率會增加0.000000142個單位，這與理論分析和經(jīng)驗判斷相一致。

2．自相關(guān)檢驗。一般來說，要運用D－W統(tǒng)計量進行殘差的自相關(guān)檢驗。D－W統(tǒng)計量是檢驗殘差是否存在一階自相關(guān)的統(tǒng)計量。只有當關(guān)系式中有截距項且解釋變量中沒有因變量的滯后項時，此統(tǒng)計量才有效。如果誤差項中存在自相關(guān)且又被忽略，那么回歸的標準差是無效的，以此為基礎的推斷也是無效的。但D－W檢驗必須樣本數(shù)據(jù)在15以上。此局限性使得D－W檢驗在此處無法判斷自相關(guān)性［15］。因此，采用Q圖檢驗殘差的自相關(guān)性。結(jié)果顯示殘差平方不存在自相關(guān)問題。

3．多重共線性檢驗。多重共線性檢驗是檢驗自變量之間是否存在多重共線性。通過計算各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)，得出相關(guān)系數(shù)矩陣(如表5)。表5顯示，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較低，因此可以認定模型不存在多重共線性問題。

表5 自變量相關(guān)系數(shù)表

4．穩(wěn)定性檢驗。運用單位根檢驗對時間序列數(shù)據(jù)進行穩(wěn)定性檢驗。為了檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性，對殘差序列進行單位根檢驗。由于殘差序列的均值為0，所以選擇無截距項、無趨勢項的DF檢驗，估計結(jié)果見表6。表6顯示殘差序列的t值－4.061142，小于5%顯著性水平下的t值－1.995865，且p值是0.0014，通過了顯著性檢驗，這表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。說明城鎮(zhèn)化率和工業(yè)化率及城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資之間存在協(xié)整關(guān)系，這些都表明城鎮(zhèn)化率和工業(yè)化率及城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資之間長期均衡關(guān)系，這些都表明工業(yè)化率和城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資是山西城鎮(zhèn)化的動力機制。

表6 殘差序列單位根檢驗結(jié)果

三、強化山西城鎮(zhèn)化動力機制的對策

通過以上模型構(gòu)建和實證分析，得出城鎮(zhèn)化率和工業(yè)化率及城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資之間長期均衡關(guān)系，即工業(yè)化率和城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資是山西城鎮(zhèn)化的動力機制。雖然近幾年山西省城鎮(zhèn)化建設取得了一些成效，但城鎮(zhèn)化水平仍然滯后，發(fā)展速度仍然有空間。因此，促進山西城鎮(zhèn)化水平的提高就要積極實施城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，不斷促進工業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和加強城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)的投資力度。

(一)積極實施城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略

把城市化深度發(fā)展作為山西省經(jīng)濟社會發(fā)展的戰(zhàn)略重點，通過制度創(chuàng)新和增加投入，逐步加快城鎮(zhèn)化發(fā)展進程。充分發(fā)揮中心市區(qū)的先導效應、組織效應和集聚效應，不斷提高市域城鎮(zhèn)化水平，全面提升城鎮(zhèn)化的質(zhì)量和效益;提升城市綜合功能，調(diào)整城市經(jīng)濟布局，建立城鎮(zhèn)化與工業(yè)化互動發(fā)展機制，增強城市發(fā)展的活力，加強分工協(xié)作，促進優(yōu)勢互補，建立城鎮(zhèn)化與區(qū)域一體化、城鄉(xiāng)一體化發(fā)展機制。實行“集約、高效”的城鎮(zhèn)發(fā)展方針，處理好城鎮(zhèn)化建設中的重大關(guān)系問題，實現(xiàn)城鎮(zhèn)體系建設與人口、資源、環(huán)境、經(jīng)濟、社會的協(xié)同發(fā)展。

(二)促產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，加速工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展

著名經(jīng)濟學家霍利斯·錢納里和塞爾奎認為:工業(yè)化是城鎮(zhèn)化的主要動力，城鎮(zhèn)化是工業(yè)化的必然結(jié)果和重要標志。但是山西省城鎮(zhèn)化滯后于工業(yè)化，阻礙了工業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的進程。因此，要積極促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，加速工業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展，不斷推進城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)型發(fā)展。

(三)加強城鎮(zhèn)投資，加大城鎮(zhèn)基礎設施建設

1．推動城鎮(zhèn)化發(fā)展，要放寬市場投資準入，創(chuàng)新投資模式，逐步建立和完善政府的公共投資，帶動民間投資的新機制。保護民間投資的合法存在，與城鎮(zhèn)化結(jié)合，加大投資的內(nèi)約束力，增強投資效益。

2．加強政府投資，尤其是要加強城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資。積極發(fā)展村鎮(zhèn)銀行，創(chuàng)新城鎮(zhèn)化建設投資渠道，探索城鎮(zhèn)化建設資金的吸納方式。要全面調(diào)動各方面的社會力量，開拓資金的籌集渠道，形成多元化的籌資渠道。

3．要加大城鎮(zhèn)基礎設施建設，深化城鎮(zhèn)保障制度改革，從而提升城鎮(zhèn)的競爭力，發(fā)揮城鎮(zhèn)化在經(jīng)濟社會全面發(fā)展中的巨大而不可替代的作用。

4．由于數(shù)據(jù)獲取的局限性，本文對于山西城鎮(zhèn)化動力機制的研究所選取變量僅僅選用工業(yè)化率、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資兩個變量，在之后的研究中應將城鎮(zhèn)工作人員數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值等與城鎮(zhèn)化的相關(guān)變量考慮到測量模型中，全面客觀闡釋山西城鎮(zhèn)化動力機制，為山西盡快實現(xiàn)城鎮(zhèn)化提供參考依據(jù)。

［1］山西門戶網(wǎng)站．2012年山西城鎮(zhèn)化率首次突破50%［DB/OL］．http://www．shanxigov．cn/n16/n8319541/n8319612/n8327840/n8328035/17215436．html．

［2］山西統(tǒng)計信息網(wǎng)．山西省2011年城鎮(zhèn)化率為49.68%［DB/OL］．http://www．chinaacc．com/new/184－900－201203/05zh244359360．shtml，2011 －03 －05．

［3］石 磊，石萬曲．基于時間序列模型的重慶市城鎮(zhèn)化進程研究［J］．重慶電子工程職業(yè)學院學報，2010，19(5):163 －164．

［4］何念如．中國當代城市化理論研究［D］．上海:復旦大學，2006:156．

［5］郭榮朝．城鎮(zhèn)化研究綜述［J］．綏化師專學報，2004，24(1):25 －26．

［6］錢納里，塞爾昆．發(fā)展的格局［M］．北京:中國財政經(jīng)濟出版社，1989:56．

［7］辜勝阻，簡新華．當代中國人口流動與城鎮(zhèn)化［M］．武漢:武漢大學出版社，1994:261．

［8］蔡孝箴．城市經(jīng)濟學［M］．天津:南開大學出版社，1998:64－67．

［9］寧越敏．新城市化進程——90年代中國城市化動力機制和特征探討［J］．地理學報，1998(9):470 －477．

［10］楊萬江，蔡紅輝．近十年來國內(nèi)城鎮(zhèn)化動力機制研究評述［J］．經(jīng)濟論壇，2010(6):18－20．

［11］李 芃，魏榮華，孟慶紅，等．重慶市城鎮(zhèn)化動力機制分析［J］．區(qū)域經(jīng)濟，2008(1):7－8．

［12］李揚揚．關(guān)于推進我國農(nóng)村城鎮(zhèn)化發(fā)展動力機制的研究［J］．黑龍江對外經(jīng)貿(mào)，2011(2):83－84．

［13］唐 偉，鐘祥浩，周 偉，等．西藏高原城鎮(zhèn)化動力機制的演變與優(yōu)化——以“一江兩河”地區(qū)為例［J］．山地學報，2011，29(3):379－380．

［14］翟順河，郭文炯，景普秋，等．資源型區(qū)域城鎮(zhèn)化動力、特征與戰(zhàn)略取向——基于山西的實證［J］．城市規(guī)劃，2010，34(9):70 －72．

［15］張曉峒．EVEIWS使用指南原理［M］．北京:機械工業(yè)出版社，2007．