城镇化与工业化关系研究——《新型城镇化研究》课题报告之五

1、 1 未经许可 不得转载 研研 究究 参参 考考 资资 料料第 52 期国家统计局统计科学研究所 城镇化与工业化关系研究新型城镇化研究新型城镇化研究课题报告之五课题报告之五1 1摘要：城镇化与工业化发展之间既相互联系，又相制约，如何城镇化与工业化发展之间既相互联系，又相制约，如何正确认识新型城镇化和新型工业化的关系，理顺二者间相互影响的正确认识新型城镇化和新型工业化的关系，理顺二者间相互影响的机制，协调好二者间相互关系，至关重要。机制，协调好二者间相互关系，至关重要。本报告以中部省份湖南本报告以中部省份湖南为例，为例，从定性和定量两个角度，分析了湖南工业化与城镇化互动发从定性和定量两个角度，分

2、析了湖南工业化与城镇化互动发展的历程、工业化与城镇化的关联效应。报告发现展的历程、工业化与城镇化的关联效应。报告发现, ,工业化进程对湖工业化进程对湖南城镇化具有较强的推动作用，其带动效应不仅在于工业发展对城南城镇化具有较强的推动作用，其带动效应不仅在于工业发展对城镇化的促进作用上，更多地取决于工业化对包括服务业在内的整个镇化的促进作用上，更多地取决于工业化对包括服务业在内的整个非农产业的拉动效应。报告建议要更好地发挥工业化对城镇化的带非农产业的拉动效应。报告建议要更好地发挥工业化对城镇化的带1 本报告由国家统计局综合司和湖南省统计局联合完成，研究结论仅代表课题组观点，未经同意，请勿转载。20

3、13 年 11 月 21 日 2 动效应，必须更加重视工业化和城镇化的协调共进，更加重视发挥动效应，必须更加重视工业化和城镇化的协调共进，更加重视发挥服务业对推进新型工业化和新型城镇化的纽带作用。服务业对推进新型工业化和新型城镇化的纽带作用。推进新型城镇化和新型工业化，是当前我国经济社会发展中的两项重大问题。尤其是在当前加快结构调整和发展方式转变的大形势下，如何正确认识新型城镇化和新型工业化的关系，理顺二者间相互影响的机制，协调好二者间相互关系，至关重要。本报告以中部省份湖南为例，着重对上述问题进行分析和研究。一、湖南城镇化与工业化互动发展的历程湖南城镇化与工业化是在较低水平发展起来的。 19

4、78 年，全省城镇化率2仅为 11.5%，工业化率 35.3%。受益于改革开放释放的政策性红利等因素拉动，发展进程不断加快， 2012 年，城镇化率达到 46.7%，工业化率达到 41.2%。从城镇化率和工业化率运行趋势看，虽然个别年份有升有降，但是整体上扬态势明显。特别是，2000 年以后，城镇化和工业化双双进入快速增长通道，且有并驾齐驱之势，与前期城镇化上升较快、工业化平稳运行的特征形成了鲜明对比。根据湖南城镇化、工业化发展演变的特征，结合国家统计局对城乡划分的有关标准，本文把改革开放以来这一时期划分为19781981 年、19821999 年、20002012 年三个阶段，互动发展的历程

5、。2 城镇化率，即城镇人口占总人口的比重。 3 （一）19781981 年，城镇化和工业化在较低水平缓慢推进这一阶段，湖南城镇化率由 11.5%低速增长至 13.0%，4 年提高了 1.5 个百分点，年均提高 0.38 个百分点；由于改革从农村开始，农业发展加快，比重上升，工业化率则不升反降，由35.3%下降为 32.0%，年均下降约 0.83 个百分点。（二）19821999 年，城镇化发展步伐大幅领先工业化这一阶段，城镇化率由 14.2%上升为 26.4%，18 年间提高了12.2 个百分点，年均提高 0.68 个百分点；工业化率3由 30.7%增长为 31.4%，虽然扭转了前一阶段的下降

6、趋势，但 18 年仅提高了0.7 个百分点，年均提高 0.04 个百分点。到 1999 年，城镇化率虽然仍低于工业化率，但是两者的差距缩小为5.1 个百分点。（三）20002012 年，城镇化与工业化协同快速发展进入新世纪以来，湖南省委、省政府实施新型工业化战略，把新型工业化作为经济社会发展的第一推动力，以产业的振兴带动工业化和城镇化的发展。 2000 年至 2012 年，工业化率由 30.8上升到 41.2%，提高 10.5 个百分点，年均提高 0.8 个百分点。城镇化率由 29.8%上升至 46.7%，提高 16.9 个百分点，年均提高 1.3个百分点。二、湖南城镇化与工业化进程的关联效应

7、（一）城镇化与工业化进程关联效应的定性分析1.从产值结构看，湖南城镇化与工业产值比重变化的相关性较3 工业化率，是指工业增加值占 GDP 的比重。 4 低，与非农产业产值相关性较强产值结构是反映工业化水平的一个重要指标，一般用工业化率或者非农产业增加值占 GDP 比重来体现工业化水平。 从从工工业业化化率率指指标标看看，湖南城镇化与工业化发展相对不协调 。19782012 年，湖南工业化率整体上呈现先下降、再上升的发展趋势，且提高幅度不大，仅有 5.9 个百分点。其中由 1978 年的 35.3%下降到 2000年的 30.8%，再由 2001 年的 30.8%上升到 2012 年的 41.2

8、%。而同期的城镇化率则一直保持上升态势，由 11.5%上升到 29.75%，提高了 18.25 个百分点。城镇化率与工业化率比值通常用来衡量两者间的协调关系，比值的合理范围是 1.42.5。经测算，1978-2012 年，湖南城镇化率与工业化率比值在 0.331.17 之间，均未达到合理区间。显然，工业化对城镇化率上升的带动作用是有限的。从从非非农农产产业业增增加加值值占占比比看看 ，1978-2012 年，非农产业增加值占 GDP 比重与城镇化率呈现非常相似的发展趋势，由1978 年的59.3%上升到 2012 年的 86.4%(期间第三产业占 GDP 比重由 18.6%上升到 39%)。由

9、此可见，非农产业的快速发展，对城镇化起了较大的推进作用。图 1 湖南工业化率、非农产业比重、城镇化率 5 2.从就业结构看，城镇化率与非农产业就业比重相关性很强工业化进程推动产业结构的变化，进而带来就业结构的城镇化，最后形成人口的城镇化。因此，理论上也可以把非农产业就业比重作为反映工业化水平的指标。在理想状况下，农业劳动力转入其他产业的人口将被全部转化为城镇人口，那么劳动力的非农产业就业比重应该等于城镇化率。我们使用一段时期内城镇人口比重变动值 (Pu )和非农产业就业比重的变动值 (Pa )之间的比值来评价该时期内城镇化与工业化是否协调。协调状况下， Pu /Pa= 1；若 Pu /Pa 1

10、，则城镇化速度超过工业化进程；若 Pu /Pa 1，体现城镇化滞后于工业化。但现实中，从事非农产业的人口不一定都住在城镇，所以，城镇化率一般会低于非农产业就业比重。根据国际经验，城镇化率与非农产业就业比重的比值一般在 0.83 左右。从 19782011 年湖南城镇化率与非农产业就业比重的比值看，湖南城镇化与工业化进程是比较协调的。具体从三个阶段看：第一阶段是 19781990 年，城镇化滞后工业化；第二阶段是 19902000 年，城镇化较快于工业化；第三阶段是 20002011 年，城镇化与工业化趋于协调。表 1 湖南城镇化率与非农就业比重关系PuPu PaPa PuPu /Pa/Pa 协

11、调程度协调程度1978-1990 年6.19.50.64城镇化滞后工业化1990-2000 年12.29.61.27城镇化较快于工业化2000-2011 年15.417.40.89城镇化与工业化趋于协调1978-20111978-2011 年年33.633.636.536.50.920.92城镇化与工业化比较协调城镇化与工业化比较协调 6 3.从人均 GDP 看，城镇化水平滞后于工业化通过用人均 GDP 衡量工业化水平来评价城镇化与工业化的关系也是当前国际上流行的一种方法4。根据钱纳里赛尔昆模型，我们对美国历年 GDP 平减指数作相应处理，得出 2012 年美元与1964 年美元的换算因子为

12、6 左右，即 1964 年 1 美元的购买力相当于 2012 年的 6 美元左右。因此，通过钱纳里 赛尔昆模型可以看到，人均 GDP 在 6000 美元时，城镇化率应达到 63.4%。从湖南人均 GDP 来看，2012 年湖南人均 GDP 达到 5400 多美元，比较接近 6000 美元，相对应的城镇化率应该在 60%以上，而实际城镇化率只有 46.7%，比钱纳里赛尔昆模型中的预测值低 10 多个百分点。表 2 依据钱纳里赛尔昆模型对湖南城镇化率的预测值人均人均 GDPGDP(2012(2012 年美元年美元) )42060012001800240030004800600060009000城镇

13、化率（城镇化率（% %）12.822.036.243.949.052.760.163.463.465.8（二）城镇化与工业化进程关联效应的定量分析要对城镇化与工业化进程的关系进行定量分析，必须明确城镇化和工业化的衡量指标。衡量城镇化水平的指标，一般用城镇化率。而衡量工业化水平的指标，主要有两类指标，一类是产值结构指标，如工业增加值占 GDP 的比重、第二产业增加值占 GDP 的比重，非农产业占 GDP 的比重等；另一类是就业结构指标，如工业就业比4著名的钱纳里赛尔昆模型描述了城镇化与工业化关系的一般变动模式:随着人均收入水平的上升，工业化的演进导致产业结构的转变，带动了城镇化程度的提高。钱纳里

14、赛尔昆模型以 1964 年美元为标准，对不同阶段人均GDP 对应的城镇化率做了预测。 7 重、第二产业就业比重、非农产业就业比重，等等。本文以19782012 年的时间序列数据，选取不同的反映工业化水平的指标，建立计量经济学模型，从不同角度分析湖南城镇化与工业化的关系。模型一：选取城镇人口占总人口的比重反映城镇化率，用工业增加值占GDP的比重衡量工业化水平，判断两者关系。1、相关性分析。用 CZ即城镇人口占总人口的比重用来表示城镇化水平，GY1即工业增加值占 GDP比重用来表示工业化水平。对19782012年湖南城镇化率与工业增加值占 GDP比重进行相关关系分析，两者相关系数为 0.61，具有

15、一定的相关性。2、单位根检验。检验结果表明，每个变量都是非平稳的，但是其一阶差分都是平稳的，即皆为一阶差分平稳变量。 这说明城市化率与工业增加值率 之间存在协整关系。表3 单位根检验结果变量变量ADFADF临界值临界值 1%1%临界值临界值 5%5%检验结果检验结果CZ-1.117529-4.262735-3.552973非平稳DCZ-5.277274-4.273277-3.557759平稳GY10.289882-3.646342-2.954021非平稳D GY11-5.623379-3.653730-2.957110平稳3、建立线性回归模型， CZ=-49.603 + 2.288GY1(17

16、.112) (0.522)模型的可决系数很低， R2= 0.375，可调整的可决系数R2=0.356，表明模型总体的线性相关程度和回归拟合程度不好，工业化水平仅仅可以解释城镇化率的 37.5%。说明用工业增加值占 8 GDP的比重衡量工业化水平，工业化与城镇化之间的相互作用不明显。模型二：选取城镇人口占总人口的比重反映城镇化率，采用第二产业产值比重和就业比重衡量工业化水平，判断两者关系。1.相关性分析运用统计软件对数据进行相关分析，城镇化与第二产业产值比重之间的相关系数约为 0.69，与第二产业就业比重之间的相关系数约为0.81，呈现出一定的正相关关系。2.单位根检验在进行回归分析之前需要对各

17、变量进行单位根检验，如果变量都是非平稳的，则需要进一步进行协整检验，否则就会出现伪回归的情形。ADF单位根检验结果表明，每个变量都是非平稳的，但是其一阶差分都是平稳的，即皆为一阶差分平稳变量，变量均满足协整检验的条件。表4 单位根检验结果变量变量ADFADF 检验值检验值临界值临界值 1%1%临界值临界值 5%5%检验结果检验结果CZ-1.117529-4.262735-3.552973非平稳DCZ-5.277274-4.273277-3.557759平稳GY20.272784-3.646342-2.954021非平稳DGY2-5.979581-3.653730-2.957110平稳GY3-1

18、.437443-3.646342-2.954021非平稳DGY3-4.135246-3.653730-2.957110平稳3.协整检验检验结果表明，在 5%的显著性水平上，各变量之间存在协整关系。故以城镇化率 CZ作为被解释变量，第二产业产值比重 GY2和就业比重GY3作为解释变量，建立线性回归模型： CZ=- 9 72.999+1.528GY2+2.048GY3(8.402)(0.229)(0.222)表5 协整检验结果HypothesizedTrace0.05No. of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.*None *0.4615713

19、4.3892724.275960.0019At most 1 *0.34307014.5780912.320900.0206At most 20.0347691.1324014.1299060.3345模型的可决系数 R2=0.861，可调整的可决系数 R2=0.852，表明模型总体的线性相关程度和回归拟合优度较好，工业化水平可以解释城镇化率的 85.2%。从回归系数来看，第二产业产值比重增加一个百分点，城镇化率提高 1.528个百分点；第二产业就业比重增加一个百分点，城镇化率提高 2.048个百分点。模型三：选取城镇人口占总人口的比重反映城镇化率，选取非农产业比重和非农就业比重衡量工业化水平

20、，判断两者关系。1、相关性分析。运用统计软件对 19782012年湖南城镇化率与非农产业比重和非农就业比重进行相关关系分析，城镇化与非农产值比重之间的相关系数约为 0.96，与非农就业比重之间的相关系数约为0.98，表明城镇化率与工业化水平之间呈现高度正相关。2、单位根检验。在进行回归分析之前需要对各变量进行单位根检验，如果变量都是非平稳的，则需要进一步进行协整检验，否则就会出现伪回归的情形。 ADF单位根检验结果表明，每个变量都 10 是非平稳的，但是其一阶差分都是平稳的，即皆为一阶差分平稳变量，变量均满足协整检验的条件。表6 单位根检验结果变量变量ADFADF检验值检验值临界值临界值1%1

21、%临界值临界值5%5%检验结果检验结果CZ-1.117529-4.262735-3.552973非平稳DCZ-5.277274-4.273277-3.557759平稳GY40.428803-3.646342-2.954021非平稳DGY4-5.759667-3.653730-2.957110平稳GY50.222002-3.646342-2.954021非平稳DGY5-3.273220-3.653730-2.957110平稳3.协整检验检验结果表明，在 5%的显著性水平上，各变量之间存在协整关系。故以城镇化率 CZ作为被解释变量，非农产值比重 GY4和非农就业比重GY5作为解释变量，建立线性回归

22、模型： CZ=-19.845 + 0.314 GY4 + 0.598 GY5(4.462) (2.544) (5.178)表7 协整检验结果HypothesizedTrace0.05No. of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.*None *0.42664726.9737624.275960.0223At most 10.2242439.17365412.320900.1592At most 20.0322301.0483524.1299060.3554模型可决系数R2=0.963，可调整的可决系数 R2=0.961，表明模型总体的线性相关

23、程度和回归拟合程度优度很好，工业化水平可以解释城镇化率的96.1%。从回归系数来看，非农产业值比重增加一 11 个百分点，相应带动城镇化率提高 0.314个百分点；非农就业比重增加一个百分点，城镇化率提高 0.598个百分点。比较以上三个模型分析结果，可以看出：表8 模型分析结果比较模型一模型二模型三衡量工业化水平指标1.工业增加值占 GDP的比重1.第二产业增加值占GDP 的比重2.就业比重1.非农产业增加值占 GDP 的比重2.非农就业比重与城镇化率的相关系数R1=0.61R1=0.69R2=0.81R1=0.96R2=0.98协整检验在 5%的显著性水平上，城市化率与工业增加值率之间存在

24、协整关系在 5%的显著性水平上，城镇化率与第二产业产值比重和就业比重之间存在协整关系。在 5%的显著性水平上，城镇化率与非农产值比重和非农就业比重之间存在协整关系可调整的可决系数Adj.R2=0.356Adj.R2=0.852Adj.R2=0.961第一，单独用产值结构指标衡量工业化水平来判断其与城镇化的关系，回归模型的可决系数低，两者相关性差，可以得出湖南城镇化与单纯的工业增长不够协调，但不能直接得出湖南城镇化与整个工业化进程毫无关联。第二，采用产业结构和就业结构相结合的方式来衡量工业化水平，回归模型揭示出城镇化率与第二产业产值比重和就业比重、非农产业产值比重和就业比重具有较紧密的相关关系。第三，从模型可以看出，城镇化率上升，不仅仅是工业产值比重的变化的结果，还与整个非农产业结构的变化和就业结构的变化密切相关。就业结构非农化和服务化，对城镇化的带动效应强于产出结构的带动效应。工业化对城镇化的带动效应