影响中国城市化发展的产业结构因素分析

曾江辉

（长江大学 经济学院，湖北 荆州 434000）

影响中国城市化发展的产业结构因素分析

曾江辉

（长江大学 经济学院，湖北 荆州 434000）

文章利用1997～2008年影响中国城市化发展的有关产业结构数据，运用多元线性回归分析方法，以Eiews6.0统计软件为分析工具，分析了中国产业结构因素对城市化发展的影响，结果表明：第二产业的发展对城市化有着显著的直接影响，第三产业的发展对城市化的推进作用明显，而第一产业的发展对城市化进程的影响不显著，并对此提出了相关对策。

城市化；产业结构；多元线性回归

城市化是“人口向城市地区集中和农村地区转变为城市地区的过程。”随着经济的发展，农村居民将越来越多地向城市迁徙，同时将伴随着人的观念和文化、社会生活等方面的改变，它是人类社会系统性的长期发展过程。城市化伴随着工业的发展、产业结构的演变而产生和发展，是人类社会发展的必然趋势。中国已进入工业化中后期，但城市化率仍然滞后工业化水平大约10～15%，城市化率不足将影响中国经济的长远发展，所以认真研究城市化发展的影响因素，并对主要的影响因素进行定量分析，将有助于制定未来中国城市化发展战略。

1 影响中国城市化发展的因素

影响中国城市化发展的因素有许多，总体而可以归为两大类：第一大类影响因素是制度与环境因素，其中制度因素对城市化虽然没有直接的影响，但不合理制度的存在对城市化进程将产生有较大的阻碍作用，而符合城市化发展规律的制度将有利于城市化的顺利推进。环境因素与城市化的发展二者联系密切，伴随着城市的高工资以及比农村优越的医疗、教育条件以及便利的交通、舒适的生活环境，吸引着越来越多的农村人口来到城市，因此这些环境因素是推动城市化不可或缺的条件。第二大类影响因素表现为人类社会经济结构发展因素，其中第二产业即工业的发展，和由此产生的城市文明形成了城市人口聚集的强大吸引力，是城市化的内在动力，直接推动了城市化发展。而城市经济的发展必须依赖于人口的扩张，从而要求更多的农村人口转移至城市，所以农村实现农业现代化后所产生的剩余农村人口，将成为强大的城市化外部推动力；工农业的发展带动第三产业发展，由此形成国民经济的持续增长，成为城市化发展的综合动力。由于制度和环境因素难以测度，无法通过数据的实证分析来体现它们对城市化所起的作用，因此，本文重点研究三大产业结构即第一、第二及第三产业的发展对城市化发展产生的影响。

2 产业结构对城市化影响的理论分析

伴随着经济发展，一个社会的产业结构无论从劳动人口比重，还是从国民收入比率来看，均有从第一产业向第二产业，进而向第三产业推移之势(克拉克，1940)。根据产业结构理论，产业结构通过主导产业的演变、三大产业内部变动作用于城市经济，并且产业结构由低级向高级发展的各阶段往往难以逾越。从城市的起源开始，产业结构、产业分工就就对城市的发展起着至关重要的作用。杨小凯、赖斯（1994年）的新兴古典城市化一般均衡模型显示出城市的起源、城乡的分离都是人类分工演进的结果，当交易效率不断改进，全部均衡从自给自足向局部分工演进，直至最后发展到完全分工的过程中，工农业之间的局部分工并不一定会产生城市，只有当工业内部分工加深时，才出现了城市。简·雅各布斯(Jane Jacobs，2007年)在《城市经济》一书中则从历史经济角度论证了产业发展对城市的推动作用，城市正是不断地在旧工作基础上添加新工作的地方，任何出现这一过程的聚居地最终都会发展为城市，产业的发展促进了城市化，农业依靠城市化大幅度提高了生产力。产业的发展、产业结构的转型，不仅使城市经济有了新的增长方向，而且还解放了农村劳动生产力。产业结构的演进使农业人口不断地向非农产业转移，使城市生活方式、需求结构从单一到复合，使传统落后的乡村社会向现代先进的城市社会的过渡，充分体现出产业结构的转变对城市化产生的深刻影响。

3 模型及数据的选择

本文选取对城市化水平发展有直接影响的产业结构因素中的6个指标：代表工业发展水平的可以用工业增加值及第二产业就业比重来表示，增加值越大，比重越高，说明其发展水平越高；第三产业的发展状态可用第三产业产值占GDP的比例、第三产业就业比重两指标来表示；农业发展水平即农业现代化程度的可用农业劳动力的平均产出、农业机械化程度（即主要农业机械拥有量）两指标来表示；以工业增加值（X1）、第三产业产值占GDP的比例 （以第三产业贡献率表示）（X2）、第二产业就业比重（X3）、第三产业就业比重（X4）、农业劳动力的平均产出(X5)、主要农业机械拥有量（以农用机械总动力表示）（X6）为自变量，城市化率（城镇人口占总人口的比例）（Y）为因变量，建立城市化率和产业结构因素6个指标之间的线性回归模型如下：

表1 三大产业结构有关数据

表2 初步回归结果

表3 各解释变量的相关系数表

表 3 Y 分别对 X1、X2、X3、X4、X5、X6的一元回归结果

其中 β0为常数，βi（i=1,2,3,4,5,6）表示相关性系数，μt是随机误差项。本文选取1998～2009年《中国统计年鉴》中的有关数据，利用统计软件Eviews6.0进行多元线性回归分析。

4 多元线性回归分析

利用 Eviews6.0 软件， 输入 Y、X1、X2、X3、X4、X5、X6等数据，采用这些数据对模型进行OLS回归，结果如表1：

由表1可知，该模型R2=0.9819，R2=0.9602，可决系数很高，F=45.24＞F0.05(6,5)=4.95,明显显著。 但是当 α=0.05 时 tα/2(n-k)=t0.025(12-7)=2.571,X1、X2、X3、X4、X5、X6 系数的 t检验都不显著，这表明很可能存在严重的多重共线性。计算各解释变量的相关系数，得相关系数表（表2）：

由相关系数表可以看出，各解释变量相互之间有的相关系数较高，最高达0.984582，证实存在多重共线性。宜采用逐步回归的办法，检验和解决多重共线性问题。分别作Y对X1、X2、X3、X4、X5、X6的一元回归，结果如表3所示：

按 R2的大小排序为：X4、X3、X1、X2、X5、X6。

以X4为基础，顺次加入其他变量逐步回归，得到消除多重共线性的结果为：

当取 α=0.05 时，tα/2(n-k)=t0.025(12-5)=2.3646，X1、X2、X3、X4参数的t检验显著，回归方程通过检验。

5 结论

以上消除多重共线性后的回归结果表明：在中国，在1997～2008年期间，工业增加值及工业就业比重的变化对城市化产生显著的直接影响，这是目前中国城市化的主要内在动力；第三产业的发展对城市化有明显的正向作用，第三产业越发达，城市化速度越快；农业劳动力的人均产出水平与城市化则呈现反向关系，表明农民人均产出水平越高，农民越不愿意进城，但对城市化的影响并不显著，因为虽然农民人均产出水平提高了，但因农产品价格等原因，农民收入增长幅度不大；而农村机械化程度越高，农村富余劳动力越多，向城市输送的劳动力越多，则会推进城市化，但在1997至2008年期中，因中国农村劳动力富余，农村机械化程度的提高对城市化的影响并不明显。鉴于农村流出者的素质不高，他们无法大量进入第三产业，而更多地进入制造业和建筑业，能力强者就在这些产业集中区定居下来，当然亦有少部分农民通过第三产业，如餐饮业在城市安定下来。故本文建议制定相关政策继续稳步推进劳动密集型工业发展，并加快第三产业如服务业的发展，以更好地促进中国城市化稳步推进，进而推动中国经济长期可持续增长。

[1]易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].北京：中国人民大学出版社，2008.

[2]陈甬军，陈爱民.中国城市化：实证分析与对策研究[M].厦门：夏门大学出版社,2002.

[3]梅建明.我国城市化的主要途径：进城农民工市民化[J].经济学动态,2007，(1).

F224

A

1002－6487（2011）10－0081-02

曾江辉（1968-）女，湖南株洲人，副教授，研究方向：城市经济、农业经济。

（责任编辑/亦 民）