城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關(guān)系研究——《新型城鎮(zhèn)化研究》課題報(bào)告之五

1、 1 未經(jīng)許可 不得轉(zhuǎn)載 研研 究究 參參 考考 資資 料料第 52 期國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)科學(xué)研究所 城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關(guān)系研究新型城鎮(zhèn)化研究新型城鎮(zhèn)化研究課題報(bào)告之五課題報(bào)告之五1 1摘要：城城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化與工化與工業(yè)業(yè)化化發(fā)發(fā)展之展之間間既相互既相互聯(lián)聯(lián)系，又相制系，又相制約約，如何正，如何正確確認(rèn)識(shí)認(rèn)識(shí)新型城新型城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化和新型工化和新型工業(yè)業(yè)化的關(guān)系，理化的關(guān)系，理順順二者二者間間相互影響的機(jī)制，相互影響的機(jī)制，協(xié)調(diào)協(xié)調(diào)好二者好二者間間相互關(guān)系，至關(guān)重要。相互關(guān)系，至關(guān)重要。本本報(bào)報(bào)告以中部省份湖南告以中部省份湖南為為例，例，從從定性和定量?jī)蓚€(gè)角度，分析了湖南工定性和定量?jī)蓚€(gè)角度，分析了湖南工業(yè)業(yè)化與

2、城化與城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化互化互動(dòng)發(fā)動(dòng)發(fā)展的展的歷歷程、程、工工業(yè)業(yè)化與城化與城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化的關(guān)化的關(guān)聯(lián)聯(lián)效效應(yīng)應(yīng)。 。報(bào)報(bào)告告發(fā)現(xiàn)發(fā)現(xiàn),工工業(yè)業(yè)化化進(jìn)進(jìn)程程對(duì)對(duì)湖南城湖南城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化具化具有有較強(qiáng)較強(qiáng)的推的推動(dòng)動(dòng)作用，其作用，其帶動(dòng)帶動(dòng)效效應(yīng)應(yīng)不不僅僅在于工在于工業(yè)發(fā)業(yè)發(fā)展展對(duì)對(duì)城城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化的促化的促進(jìn)進(jìn)作作用上，更多地取決于工用上，更多地取決于工業(yè)業(yè)化化對(duì)對(duì)包括服包括服務(wù)業(yè)務(wù)業(yè)在內(nèi)的整個(gè)非在內(nèi)的整個(gè)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)農(nóng)產(chǎn)業(yè)的拉的拉動(dòng)動(dòng)1 本報(bào)告由國(guó)家統(tǒng)計(jì)局綜合司和湖南省統(tǒng)計(jì)局聯(lián)合完成，研究結(jié)論僅代表課題組觀點(diǎn)，未經(jīng)同意，請(qǐng)勿轉(zhuǎn)載。2013 年 11 月 21 日 2 效效應(yīng)應(yīng)。 。報(bào)報(bào)告建告建議議要更好地要更好地發(fā)揮發(fā)揮工

3、工業(yè)業(yè)化化對(duì)對(duì)城城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化的化的帶動(dòng)帶動(dòng)效效應(yīng)應(yīng)，必，必須須更加更加重重視視工工業(yè)業(yè)化和城化和城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化的化的協(xié)調(diào)協(xié)調(diào)共共進(jìn)進(jìn)，更加重，更加重視發(fā)揮視發(fā)揮服服務(wù)業(yè)對(duì)務(wù)業(yè)對(duì)推推進(jìn)進(jìn)新型工新型工業(yè)業(yè)化和新型城化和新型城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化的化的紐帶紐帶作用。作用。推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化和新型工業(yè)化，是當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中的兩項(xiàng)重大問(wèn)題。尤其是在當(dāng)前加快結(jié)構(gòu)調(diào)整和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的大形勢(shì)下，如何正確認(rèn)識(shí)新型城鎮(zhèn)化和新型工業(yè)化的關(guān)系，理順二者間相互影響的機(jī)制，協(xié)調(diào)好二者間相互關(guān)系，至關(guān)重要。本報(bào)告以中部省份湖南為例，著重對(duì)上述問(wèn)題進(jìn)行分析和研究。一、湖南城鎮(zhèn)化與工業(yè)化互動(dòng)發(fā)展的歷程湖南城鎮(zhèn)化與工業(yè)化是在較低水平發(fā)展起來(lái)的。197

4、8 年，全省城鎮(zhèn)化率2僅為 11.5%，工業(yè)化率 35.3%。受益于改革開(kāi)放釋放的政策性紅利等因素拉動(dòng)，發(fā)展進(jìn)程不斷加快，2012 年，城鎮(zhèn)化率達(dá)到 46.7%，工業(yè)化率達(dá)到 41.2%。從城鎮(zhèn)化率和工業(yè)化率運(yùn)行趨勢(shì)看，雖然個(gè)別年份有升有降，但是整體上揚(yáng)態(tài)勢(shì)明顯。特別是，2000 年以后，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化雙雙進(jìn)入快速增長(zhǎng)通道，且有并駕齊驅(qū)之勢(shì)，與前期城鎮(zhèn)化上升較快、工業(yè)化平穩(wěn)運(yùn)行的特征形成了鮮明對(duì)比。根據(jù)湖南城鎮(zhèn)化、工業(yè)化發(fā)展演變的特征，結(jié)合國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)城鄉(xiāng)劃分的有關(guān)標(biāo)準(zhǔn)，本文把改革開(kāi)放以來(lái)這一時(shí)期劃分為 19781981 年、19821999 年、20002012 年三個(gè)階段，互動(dòng)發(fā)展的歷程。

5、2 城鎮(zhèn)化率，即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍?3 （一）19781981 年，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化在較低水平緩慢推進(jìn)這一階段，湖南城鎮(zhèn)化率由 11.5%低速增長(zhǎng)至 13.0%，4 年提高了 1.5 個(gè)百分點(diǎn)，年均提高 0.38 個(gè)百分點(diǎn)；由于改革從農(nóng)村開(kāi)始，農(nóng)業(yè)發(fā)展加快，比重上升，工業(yè)化率則不升反降，由 35.3%下降為32.0%，年均下降約 0.83 個(gè)百分點(diǎn)。（二）19821999 年，城鎮(zhèn)化發(fā)展步伐大幅領(lǐng)先工業(yè)化這一階段，城鎮(zhèn)化率由 14.2%上升為 26.4%，18 年間提高了12.2 個(gè)百分點(diǎn)，年均提高 0.68 個(gè)百分點(diǎn)；工業(yè)化率3由 30.7%增長(zhǎng)為 31.4%，雖然扭轉(zhuǎn)了前一階段的下降趨

6、勢(shì)，但 18 年僅提高了 0.7個(gè)百分點(diǎn)，年均提高 0.04 個(gè)百分點(diǎn)。到 1999 年，城鎮(zhèn)化率雖然仍低于工業(yè)化率，但是兩者的差距縮小為 5.1 個(gè)百分點(diǎn)。（三）20002012 年，城鎮(zhèn)化與工業(yè)化協(xié)同快速發(fā)展進(jìn)入新世紀(jì)以來(lái)，湖南省委、省政府實(shí)施新型工業(yè)化戰(zhàn)略，把新型工業(yè)化作為經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的第一推動(dòng)力，以產(chǎn)業(yè)的振興帶動(dòng)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的發(fā)展。2000 年至 2012 年，工業(yè)化率由 30.8上升到 41.2%，提高 10.5 個(gè)百分點(diǎn)，年均提高 0.8 個(gè)百分點(diǎn)。城鎮(zhèn)化率由 29.8%上升至 46.7%，提高 16.9 個(gè)百分點(diǎn)，年均提高 1.3 個(gè)百分點(diǎn)。二、湖南城鎮(zhèn)化與工業(yè)化進(jìn)程的關(guān)聯(lián)效應(yīng)

7、（一）城鎮(zhèn)化與工業(yè)化進(jìn)程關(guān)聯(lián)效應(yīng)的定性分析3 工業(yè)化率，是指工業(yè)增加值占 GDP 的比重。 4 1.從產(chǎn)值結(jié)構(gòu)看，湖南城鎮(zhèn)化與工業(yè)產(chǎn)值比重變化的相關(guān)性較低，與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值相關(guān)性較強(qiáng)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)是反映工業(yè)化水平的一個(gè)重要指標(biāo)，一般用工業(yè)化率或者非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增加值占 GDP 比重來(lái)體現(xiàn)工業(yè)化水平。從從工工業(yè)業(yè)化化率率指指標(biāo)標(biāo)看看， ，湖南城鎮(zhèn)化與工業(yè)化發(fā)展相對(duì)不協(xié)調(diào)。 。19782012 年，湖南工業(yè)化率整體上呈現(xiàn)先下降、再上升的發(fā)展趨勢(shì)，且提高幅度不大，僅有 5.9 個(gè)百分點(diǎn)。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

8、.2%。而同期的城鎮(zhèn)化率則一直保持上升態(tài)勢(shì)，由 11.5%上升到 29.75%，提高了 18.25 個(gè)百分點(diǎn)。城鎮(zhèn)化率與工業(yè)化率比值通常用來(lái)衡量?jī)烧唛g的協(xié)調(diào)關(guān)系，比值的合理范圍是 1.42.5。經(jīng)測(cè)算，1978-2012 年，湖南城鎮(zhèn)化率與工業(yè)化率比值在 0.331.17 之間，均未達(dá)到合理區(qū)間。顯然，工業(yè)化對(duì)城鎮(zhèn)化率上升的帶動(dòng)作用是有限的。從從非非農(nóng)農(nóng)產(chǎn)產(chǎn)業(yè)業(yè)增增加加值值占占比比看看，1978-2012 年，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 比重與城鎮(zhèn)化率呈現(xiàn)非常相似的發(fā)展趨勢(shì)，由 1978 年的59.3%上升到 2012 年的 86.4%(期間第三產(chǎn)業(yè)占 GDP 比重由 18.6%上升到 39%)。

9、由此可見(jiàn)，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，對(duì)城鎮(zhèn)化起了較大的推進(jìn)作用。圖 1 湖南工業(yè)化率、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重、城鎮(zhèn)化率 5 2.從就業(yè)結(jié)構(gòu)看，城鎮(zhèn)化率與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重相關(guān)性很強(qiáng)工業(yè)化進(jìn)程推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，進(jìn)而帶來(lái)就業(yè)結(jié)構(gòu)的城鎮(zhèn)化，最后形成人口的城鎮(zhèn)化。因此，理論上也可以把非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重作為反映工業(yè)化水平的指標(biāo)。在理想狀況下，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)入其他產(chǎn)業(yè)的人口將被全部轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)人口，那么勞動(dòng)力的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重應(yīng)該等于城鎮(zhèn)化率。我們使用一段時(shí)期內(nèi)城鎮(zhèn)人口比重變動(dòng)值 (Pu )和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的變動(dòng)值(Pa )之間的比值來(lái)評(píng)價(jià)該時(shí)期內(nèi)城鎮(zhèn)化與工業(yè)化是否協(xié)調(diào)。協(xié)調(diào)狀況下，Pu /Pa= 1；若 Pu /Pa 1，

10、則城鎮(zhèn)化速度超過(guò)工業(yè)化進(jìn)程；若 Pu /Pa 1，體現(xiàn)城鎮(zhèn)化滯后于工業(yè)化。但現(xiàn)實(shí)中，從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的人口不一定都住在城鎮(zhèn)，所以，城鎮(zhèn)化率一般會(huì)低于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重。根據(jù)國(guó)際經(jīng)驗(yàn)，城鎮(zhèn)化率與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的比值一般在 0.83 左右。從 19782011 年湖南城鎮(zhèn)化率與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的比值看，湖南城鎮(zhèn)化與工業(yè)化進(jìn)程是比較協(xié)調(diào)的。具體從三個(gè)階段看：第一階段是 19781990 年，城鎮(zhèn)化滯后工業(yè)化；第二階段是 19902000 年，城鎮(zhèn)化較快于工業(yè)化；第三階段是 20002011 年，城鎮(zhèn)化與工業(yè)化趨于協(xié)調(diào)。 6 表 1 湖南城鎮(zhèn)化率與非農(nóng)就業(yè)比重關(guān)系Pu Pa Pu /Pa 協(xié)調(diào)協(xié)調(diào)程度程度

11、1978-1990 年6.19.50.64城鎮(zhèn)化滯后工業(yè)化1990-2000 年12.29.61.27城鎮(zhèn)化較快于工業(yè)化2000-2011 年15.417.40.89城鎮(zhèn)化與工業(yè)化趨于協(xié)調(diào)1978-2011 年年33.636.50.92城城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化與工化與工業(yè)業(yè)化比化比較協(xié)調(diào)較協(xié)調(diào)3.從人均 GDP 看，城鎮(zhèn)化水平滯后于工業(yè)化通過(guò)用人均 GDP 衡量工業(yè)化水平來(lái)評(píng)價(jià)城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的關(guān)系也是當(dāng)前國(guó)際上流行的一種方法4。根據(jù)錢(qián)納里賽爾昆模型，我們對(duì)美國(guó)歷年 GDP 平減指數(shù)作相應(yīng)處理，得出 2012 年美元與1964 年美元的換算因子為 6 左右，即 1964 年 1 美元的購(gòu)買(mǎi)力相當(dāng)于 2012

12、年的 6 美元左右。因此，通過(guò)錢(qián)納里賽爾昆模型可以看到，人均 GDP 在 6000 美元時(shí)，城鎮(zhèn)化率應(yīng)達(dá)到 63.4%。從湖南人均 GDP 來(lái)看，2012 年湖南人均 GDP 達(dá)到 5400 多美元，比較接近 6000 美元，相對(duì)應(yīng)的城鎮(zhèn)化率應(yīng)該在 60%以上，而實(shí)際城鎮(zhèn)化率只有 46.7%，比錢(qián)納里賽爾昆模型中的預(yù)測(cè)值低 10 多個(gè)百分點(diǎn)。表 2 依據(jù)錢(qián)納里賽爾昆模型對(duì)湖南城鎮(zhèn)化率的預(yù)測(cè)值人均人均 GDP(2012 年美元年美元)4206001200180024003000480060009000城城鎮(zhèn)鎮(zhèn)化率（化率（%） ）12.822.036.243.949.052.760.163.465

13、.8（二）城鎮(zhèn)化與工業(yè)化進(jìn)程關(guān)聯(lián)效應(yīng)的定量分析4著名的錢(qián)納里賽爾昆模型描述了城鎮(zhèn)化與工業(yè)化關(guān)系的一般變動(dòng)模式:隨著人均收入水平的上升，工業(yè)化的演進(jìn)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，帶動(dòng)了城鎮(zhèn)化程度的提高。錢(qián)納里賽爾昆模型以 1964 年美元為標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)不同階段人均GDP 對(duì)應(yīng)的城鎮(zhèn)化率做了預(yù)測(cè)。 7 要對(duì)城鎮(zhèn)化與工業(yè)化進(jìn)程的關(guān)系進(jìn)行定量分析，必須明確城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的衡量指標(biāo)。衡量城鎮(zhèn)化水平的指標(biāo)，一般用城鎮(zhèn)化率。而衡量工業(yè)化水平的指標(biāo)，主要有兩類(lèi)指標(biāo)，一類(lèi)是產(chǎn)值結(jié)構(gòu)指標(biāo)，如工業(yè)增加值占 GDP 的比重、第二產(chǎn)業(yè)增加值占 GDP 的比重，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占 GDP 的比重等；另一類(lèi)是就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)，如工業(yè)就業(yè)比重、第二產(chǎn)

14、業(yè)就業(yè)比重、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重，等等。本文以 19782012 年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，選取不同的反映工業(yè)化水平的指標(biāo)，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，從不同角度分析湖南城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的關(guān)系。模型一：選取城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎胤从吵擎?zhèn)化率，用工業(yè)增加值占GDP的比重衡量工業(yè)化水平，判斷兩者關(guān)系。1、相關(guān)性分析。用CZ即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎赜脕?lái)表示城鎮(zhèn)化水平，GY1即工業(yè)增加值占GDP比重用來(lái)表示工業(yè)化水平。對(duì)19782012年湖南城鎮(zhèn)化率與工業(yè)增加值占GDP比重進(jìn)行相關(guān)關(guān)系分析，兩者相關(guān)系數(shù)為0.61，具有一定的相關(guān)性。2、單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，每個(gè)變量都是非平穩(wěn)的，但是其一階差分都是平穩(wěn)的，即皆為一階差分

15、平穩(wěn)變量。這說(shuō)明城市化率與工業(yè)增加值率之間存在協(xié)整關(guān)系。表3 單位根檢驗(yàn)結(jié)果變變量量ADF臨臨界界值值 1%臨臨界界值值 5%檢驗(yàn)結(jié)檢驗(yàn)結(jié)果果CZ-1.117529-4.262735-3.552973非平穩(wěn)DCZ-5.277274-4.273277-3.557759平穩(wěn)GY10.289882-3.646342-2.954021非平穩(wěn)D GY11-5.623379-3.653730-2.957110平穩(wěn) 8 3、建立線(xiàn)性回歸模型， CZ=-49.603 + 2.288GY1(17.112) (0.522)模型的可決系數(shù)很低，R2= 0.375，可調(diào)整的可決系數(shù)R2=0.356，表明模型總體的線(xiàn)性

16、相關(guān)程度和回歸擬合程度不好，工業(yè)化水平僅僅可以解釋城鎮(zhèn)化率的37.5%。說(shuō)明用工業(yè)增加值占GDP的比重衡量工業(yè)化水平，工業(yè)化與城鎮(zhèn)化之間的相互作用不明顯。模型二：選取城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎胤从吵擎?zhèn)化率，采用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重衡量工業(yè)化水平，判斷兩者關(guān)系。1.相關(guān)性分析運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)分析，城鎮(zhèn)化與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重之間的相關(guān)系數(shù)約為0.69，與第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重之間的相關(guān)系數(shù)約為0.81，呈現(xiàn)出一定的正相關(guān)關(guān)系。2.單位根檢驗(yàn)在進(jìn)行回歸分析之前需要對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如果變量都是非平穩(wěn)的，則需要進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，否則就會(huì)出現(xiàn)偽回歸的情形。ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，每個(gè)變量都

17、是非平穩(wěn)的，但是其一階差分都是平穩(wěn)的，即皆為一階差分平穩(wěn)變量，變量均滿(mǎn)足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。表4 單位根檢驗(yàn)結(jié)果變變量量ADF 檢驗(yàn)值檢驗(yàn)值臨臨界界值值 1%臨臨界界值值 5%檢驗(yàn)結(jié)檢驗(yàn)結(jié)果果CZ-1.117529-4.262735-3.552973非平穩(wěn)DCZ-5.277274-4.273277-3.557759平穩(wěn)GY20.272784-3.646342-2.954021非平穩(wěn)DGY2-5.979581-3.653730-2.957110平穩(wěn) 9 GY3-1.437443-3.646342-2.954021非平穩(wěn)DGY3-4.135246-3.653730-2.957110平穩(wěn)3.協(xié)整檢驗(yàn)檢驗(yàn)

18、結(jié)果表明，在5%的顯著性水平上，各變量之間存在協(xié)整關(guān)系。故以城鎮(zhèn)化率CZ作為被解釋變量，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重GY2和就業(yè)比重GY3作為解釋變量，建立線(xiàn)性回歸模型：CZ=-72.999+1.528GY2+2.048GY3(8.402)(0.229)(0.222)表5 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果HypothesizedTrace0.05No. of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.*None *0.46157134.3892724.275960.0019At most 1 *0.34307014.5780912.320900.0206At most 20.034

19、7691.1324014.1299060.3345模型的可決系數(shù)R2=0.861，可調(diào)整的可決系數(shù)R2=0.852，表明模型總體的線(xiàn)性相關(guān)程度和回歸擬合優(yōu)度較好，工業(yè)化水平可以解釋城鎮(zhèn)化率的85.2%。從回歸系數(shù)來(lái)看，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重增加一個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)化率提高1.528個(gè)百分點(diǎn)；第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重增加一個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)化率提高2.048個(gè)百分點(diǎn)。模型三：選取城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎胤从吵擎?zhèn)化率，選取非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重和非農(nóng)就業(yè)比重衡量工業(yè)化水平，判斷兩者關(guān)系。1、相關(guān)性分析。運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)19782012年湖南城鎮(zhèn)化率與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重和非農(nóng)就業(yè)比重進(jìn)行相關(guān)關(guān)系分析，城鎮(zhèn)化與非農(nóng)產(chǎn)值比重之間的相關(guān)系數(shù)約為0

20、.96，與非農(nóng)就業(yè)比重之間的相 10 關(guān)系數(shù)約為0.98，表明城鎮(zhèn)化率與工業(yè)化水平之間呈現(xiàn)高度正相關(guān)。2、單位根檢驗(yàn)。在進(jìn)行回歸分析之前需要對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如果變量都是非平穩(wěn)的，則需要進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，否則就會(huì)出現(xiàn)偽回歸的情形。ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，每個(gè)變量都是非平穩(wěn)的，但是其一階差分都是平穩(wěn)的，即皆為一階差分平穩(wěn)變量，變量均滿(mǎn)足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。表6 單位根檢驗(yàn)結(jié)果變變量量ADF檢驗(yàn)值檢驗(yàn)值臨臨界界值值1%臨臨界界值值5%檢驗(yàn)結(jié)檢驗(yàn)結(jié)果果CZ-1.117529-4.262735-3.552973非平穩(wěn)DCZ-5.277274-4.273277-3.557759平穩(wěn)GY40.428

21、803-3.646342-2.954021非平穩(wěn)DGY4-5.759667-3.653730-2.957110平穩(wěn)GY50.222002-3.646342-2.954021非平穩(wěn)DGY5-3.273220-3.653730-2.957110平穩(wěn)3.協(xié)整檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平上，各變量之間存在協(xié)整關(guān)系。故以城鎮(zhèn)化率CZ作為被解釋變量，非農(nóng)產(chǎn)值比重GY4和非農(nóng)就業(yè)比重GY5作為解釋變量，建立線(xiàn)性回歸模型： CZ=-19.845 + 0.314 GY4 + 0.598 GY5(4.462) (2.544) (5.178)表7 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果HypothesizedTrace0.05No.

22、 of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.*None *0.42664726.9737624.275960.0223 11 At most 10.2242439.17365412.320900.1592At most 20.0322301.0483524.1299060.3554模型可決系數(shù)R2=0.963，可調(diào)整的可決系數(shù)R2=0.961，表明模型總體的線(xiàn)性相關(guān)程度和回歸擬合程度優(yōu)度很好，工業(yè)化水平可以解釋城鎮(zhèn)化率的96.1%。從回歸系數(shù)來(lái)看，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)值比重增加一個(gè)百分點(diǎn)，相應(yīng)帶動(dòng)城鎮(zhèn)化率提高0.314個(gè)百分點(diǎn)；非農(nóng)就業(yè)比重增加一個(gè)百分點(diǎn)，

23、城鎮(zhèn)化率提高0.598個(gè)百分點(diǎn)。比較以上三個(gè)模型分析結(jié)果，可以看出：表8 模型分析結(jié)果比較模型一模型二模型三衡量工業(yè)化水平指標(biāo)1.工業(yè)增加值占 GDP的比重1.第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比重2.就業(yè)比重1.非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比重2.非農(nóng)就業(yè)比重與城鎮(zhèn)化率的相關(guān)系數(shù)R1=0.61R1=0.69R2=0.81R1=0.96R2=0.98協(xié)整檢驗(yàn)在 5%的顯著性水平上，城市化率與工業(yè)增加值率之間存在協(xié)整關(guān)系在 5%的顯著性水平上，城鎮(zhèn)化率與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重之間存在協(xié)整關(guān)系。在 5%的顯著性水平上，城鎮(zhèn)化率與非農(nóng)產(chǎn)值比重和非農(nóng)就業(yè)比重之間存在協(xié)整關(guān)系可調(diào)整的可決系數(shù)Adj.R2=0.

24、356Adj.R2=0.852Adj.R2=0.961第一，單獨(dú)用產(chǎn)值結(jié)構(gòu)指標(biāo)衡量工業(yè)化水平來(lái)判斷其與城鎮(zhèn)化的關(guān)系，回歸模型的可決系數(shù)低，兩者相關(guān)性差，可以得出湖南城鎮(zhèn)化與單純的工業(yè)增長(zhǎng)不夠協(xié)調(diào)，但不能直接得出湖南城鎮(zhèn)化與整個(gè)工業(yè)化進(jìn)程毫無(wú)關(guān)聯(lián)。第二，采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)相結(jié)合的方式來(lái)衡量工業(yè)化水平，回歸模型揭示出城鎮(zhèn)化率與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重、 12 非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重具有較緊密的相關(guān)關(guān)系。第三，從模型可以看出，城鎮(zhèn)化率上升，不僅僅是工業(yè)產(chǎn)值比重的變化的結(jié)果，還與整個(gè)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化和就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化密切相關(guān)。就業(yè)結(jié)構(gòu)非農(nóng)化和服務(wù)化，對(duì)城鎮(zhèn)化的帶動(dòng)效應(yīng)強(qiáng)于產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的帶動(dòng)效應(yīng)。工業(yè)化對(duì)城鎮(zhèn)化的帶動(dòng)效應(yīng)