基于计量经济学观察的山西城镇化动力机制实证研究

阎泽睿

(中北大学经济与管理学院，山西 太原 030051)

城镇化或城市化，是指第二、第三产业在城市的集聚，农村人口不断向非农产业的城市转移，使得城市数量增加、规模扩大，城市生产方式和生活方式向农村扩散、城市物质文明和精神文明向农村普及的经济、社会发展过程［1］。随着社会经济的快速发展，城镇建设步伐不断加快，农村剩余劳动力不断向城镇非农产业转移。2000年以来，山西省城镇化水平得到稳步提高，2012年全省城镇化率达到51.26%，比上年提高1.58个百分点，超过“十二五”规划目标年均增长速度0.08个百分点［2］，但仍然落后于全国平均水平。因此，进入2010年来，全省各地紧紧围绕《山西省人民政府关于加快推进城镇化的意见》《“一核一圈三群”规划编制方案》《全省城市扩容提质大行动实施方案》和《全省“双百”城镇建设实施方案》，把加快推进城镇化作为山西省经济社会发展的一个重大战略，同时，也作为山西转型跨越发展的一项重要工作［3］。

一、国内外学术界城镇化动力机制研究综述

近半个多世纪以来，国外学术界对城镇化动力机制的研究从未停歇过［4］。马卜贡杰(1970)提出城市拉力和农村推力共同作用实现城乡人口迁移的“推拉”模式［5］;诺瑟姆(1975)提出城镇化与经济发展之间是一种粗略的线性关系［5］。从国内看，自从城镇化作为我国重要的经济社会发展战略研究项目以来，我国学者对城镇化动力机制的研究特别踊跃。钱纳里(1989)研究了1965年90个国家和地区工业化、城镇化之间的关系，得出了人均国民生产总值越高、工业化水平越高，城镇化水平也越高的结论［6］。辜胜阻、简新华(1994)及蔡孝箴(1998)等从就业部门构成角度得出，工业化率、非农化率与城镇化率之间基本上是正相关关系，第二、第三产业的发展水平越高，城镇化水平也越高，工业化率、非农化率与城镇化率之比基本上保持一个稳定值［7，8］。宁越敏(1998)对城镇化主体进行分析，从政府、企业、个人三个方面探讨城镇化的动力机制与特点［9］。杨万江、蔡红辉(2010)将之前不同的学者从不同研究角度进行了简单的归类，将城镇化动力机制分为主体行为动力机制、产业结构转换机制、制度动力机制以及比较利益动力机制等［10］。李芃、魏荣华、孟庆红及李扬扬(2011)，认为农牧业发展是城镇化的初始动力，工业是城镇化的根本动力，第三产业是城镇化的后续动力［11，12］。唐伟、钟祥浩、周伟等(2011)从推进本土农牧民城镇化进程的角度出发，并充分考虑援藏政策对西藏城镇化的作用，提出今后“一江两河”地区城镇化动力系统优化的思路［13］。

二、山西城镇化动力机制研究的模型构建及实证分析

(一)模型构建

1．城镇化动力的影响因素及数据来源。从城镇化演进的一般动力来看有四个影响因素:要素供给推动、产品需求拉动、产业结构变迁推动、收入提高与经济增长拉动［14］。因此，本文因变量选用城镇化率，自变量选择两个层面:一是需求指标选取城镇固定资产投资总额，二是产业结构指标选取工业化率即工业产值占总产值的比重。通过城镇化率、工业化率和城镇固定资产投资进行实证分析。

本文运用的2000—2011年山西省时间序列数据中，2000—2009年城镇化率引用《关于山西城镇化的认识》中的数据，2010、2011年城镇化率分别取自于山西省统计局发布的网页信息，其余数据均取自《2012年山西统计年鉴》(如表1)。

表1 2000—2011年山西城镇化相关数据统计表

2．相关数据的单位根检验。对城镇化率、工业化率、城镇固定资产投资等原始数据进行二阶差分单位根检验。首先，原假设命题为:城镇化率、工业化率、城镇固定资产投资均含有二阶单位根。其次，在测试临界值5%的显著水平下进行二阶差分单位根检验，得到增广迪基富勒检验统计量(如表2)。

表2 城镇化率、工业化率、城镇固定资产投资数据二阶差分单位根检验

从表2的检验结果可以看出，城镇化率、工业化率、城镇固定资产投资数据都通过了5%显著性水平。在5%显著性水平下，P检验值分别为0.0036、0.0390、0.0243，都比较显著。T检验统计量值分别为－5.490575、－3.609731、－3.772177，均小于相应临界值 －3.320969、－3.403313、－3.259808，从而进入拒绝域，拒绝原假设，表明城镇化率、工业化率、城镇固定资产投资数据的差分序列均不存在单位根，均是平稳序列。

3．模型估计。首先，进行散点图估计。根据已有数据对工业化率、城镇固定资产投资与城市化率之间的变化趋势做散点图(如图1、图2)。从图1可知，在工业化率与城市化率之间，虽有个别点较为偏离，但整体上呈现出线性关系;图2明显看出城镇固定资产投资与城市化率之间存在线性关系。

图1 工业化率与城市化率变化趋势

其次，进行回归模型估计。假设山西城镇化动力机制的多元线性回归模型为:

城镇化率=β0+β1×工业化率+β2×城镇固定资产投资+μ

其中:β0、β1、β2为待估参数;μ 为随机扰动项。

依据2000—2011年12年数据，运用计量统计学观察中最小二乘估计法(OLS)估计多元线性回归模型，输出结果如表3和表4所示。根据表3的数据，山西城镇化率动力机制的回归模型是:

图2 城镇固定资产投资与城市化率变化趋势

城镇化率 =0.442581×工业化率 +0.000000142×城镇固定资产投资+17.21287

T检验值(6.507517)(10.04752)(5.701308)

P检验值(0.0001)(0.0000)(0.0003)

R2(可决系数)=0.980280;F检验值 =223.7002;DW(德宾－沃森统计值)=2.37814

表3 最小二乘法估计输出结果(1)

表4 最小二乘法估计输出结果(2)

(二)山西城镇化的动力机制实证分析

1．拟合优度检验。由表4得到:可决系数 =0.980280，修正的可决系数=0.975898，这说明模型对样本的拟合度很好，即解释变量“工业化率”“城镇固定资产投资”对被解释变量“城市化率”的大部分差异做出了解释。模型估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，当工业化率提高一个单位时，城镇化率会增加0.442581个单位;在假定其他变量不变的情况下，当城镇固定资产投资提高一个单位时，城镇化率会增加0.000000142个单位，这与理论分析和经验判断相一致。

2．自相关检验。一般来说，要运用D－W统计量进行残差的自相关检验。D－W统计量是检验残差是否存在一阶自相关的统计量。只有当关系式中有截距项且解释变量中没有因变量的滞后项时，此统计量才有效。如果误差项中存在自相关且又被忽略，那么回归的标准差是无效的，以此为基础的推断也是无效的。但D－W检验必须样本数据在15以上。此局限性使得D－W检验在此处无法判断自相关性［15］。因此，采用Q图检验残差的自相关性。结果显示残差平方不存在自相关问题。

3．多重共线性检验。多重共线性检验是检验自变量之间是否存在多重共线性。通过计算各解释变量之间的相关系数，得出相关系数矩阵(如表5)。表5显示，各解释变量相互之间的相关系数较低，因此可以认定模型不存在多重共线性问题。

表5 自变量相关系数表

4．稳定性检验。运用单位根检验对时间序列数据进行稳定性检验。为了检验回归残差的平稳性，对残差序列进行单位根检验。由于残差序列的均值为0，所以选择无截距项、无趋势项的DF检验，估计结果见表6。表6显示残差序列的t值－4.061142，小于5%显著性水平下的t值－1.995865，且p值是0.0014，通过了显著性检验，这表明残差序列不存在单位根，是平稳序列。说明城镇化率和工业化率及城镇固定资产投资之间存在协整关系，这些都表明城镇化率和工业化率及城镇固定资产投资之间长期均衡关系，这些都表明工业化率和城镇固定资产投资是山西城镇化的动力机制。

表6 残差序列单位根检验结果

三、强化山西城镇化动力机制的对策

通过以上模型构建和实证分析，得出城镇化率和工业化率及城镇固定资产投资之间长期均衡关系，即工业化率和城镇固定资产投资是山西城镇化的动力机制。虽然近几年山西省城镇化建设取得了一些成效，但城镇化水平仍然滞后，发展速度仍然有空间。因此，促进山西城镇化水平的提高就要积极实施城镇化战略，不断促进工业产业的发展和加强城镇固定资产的投资力度。

(一)积极实施城镇化战略

把城市化深度发展作为山西省经济社会发展的战略重点，通过制度创新和增加投入，逐步加快城镇化发展进程。充分发挥中心市区的先导效应、组织效应和集聚效应，不断提高市域城镇化水平，全面提升城镇化的质量和效益;提升城市综合功能，调整城市经济布局，建立城镇化与工业化互动发展机制，增强城市发展的活力，加强分工协作，促进优势互补，建立城镇化与区域一体化、城乡一体化发展机制。实行“集约、高效”的城镇发展方针，处理好城镇化建设中的重大关系问题，实现城镇体系建设与人口、资源、环境、经济、社会的协同发展。

(二)促产业结构调整，加速工业产业集聚发展

著名经济学家霍利斯·钱纳里和塞尔奎认为:工业化是城镇化的主要动力，城镇化是工业化的必然结果和重要标志。但是山西省城镇化滞后于工业化，阻碍了工业化和农业现代化的进程。因此，要积极促进产业结构调整，加速工业产业集聚发展，不断推进城镇转型发展。

(三)加强城镇投资，加大城镇基础设施建设

1．推动城镇化发展，要放宽市场投资准入，创新投资模式，逐步建立和完善政府的公共投资，带动民间投资的新机制。保护民间投资的合法存在，与城镇化结合，加大投资的内约束力，增强投资效益。

2．加强政府投资，尤其是要加强城镇固定资产投资。积极发展村镇银行，创新城镇化建设投资渠道，探索城镇化建设资金的吸纳方式。要全面调动各方面的社会力量，开拓资金的筹集渠道，形成多元化的筹资渠道。

3．要加大城镇基础设施建设，深化城镇保障制度改革，从而提升城镇的竞争力，发挥城镇化在经济社会全面发展中的巨大而不可替代的作用。

4．由于数据获取的局限性，本文对于山西城镇化动力机制的研究所选取变量仅仅选用工业化率、城镇固定资产投资两个变量，在之后的研究中应将城镇工作人员数、第三产业产值等与城镇化的相关变量考虑到测量模型中，全面客观阐释山西城镇化动力机制，为山西尽快实现城镇化提供参考依据。

［1］山西门户网站．2012年山西城镇化率首次突破50%［DB/OL］．http://www．shanxigov．cn/n16/n8319541/n8319612/n8327840/n8328035/17215436．html．

［2］山西统计信息网．山西省2011年城镇化率为49.68%［DB/OL］．http://www．chinaacc．com/new/184－900－201203/05zh244359360．shtml，2011 －03 －05．

［3］石 磊，石万曲．基于时间序列模型的重庆市城镇化进程研究［J］．重庆电子工程职业学院学报，2010，19(5):163 －164．

［4］何念如．中国当代城市化理论研究［D］．上海:复旦大学，2006:156．

［5］郭荣朝．城镇化研究综述［J］．绥化师专学报，2004，24(1):25 －26．

［6］钱纳里，塞尔昆．发展的格局［M］．北京:中国财政经济出版社，1989:56．

［7］辜胜阻，简新华．当代中国人口流动与城镇化［M］．武汉:武汉大学出版社，1994:261．

［8］蔡孝箴．城市经济学［M］．天津:南开大学出版社，1998:64－67．

［9］宁越敏．新城市化进程——90年代中国城市化动力机制和特征探讨［J］．地理学报，1998(9):470 －477．

［10］杨万江，蔡红辉．近十年来国内城镇化动力机制研究评述［J］．经济论坛，2010(6):18－20．

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