城鎮化影響因素的計量論文

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【摘要】隨著社會經濟的不斷發展，城鄉差距及其所引起的一系列問題成了人們關注的焦點。文章以城鎮人口占全國總人口比重為研究對象，探討在相對靈活的戶籍政策下其與城鄉居民的收入差、失業率以及城鎮規模的大小等的相互關系，并就存在的問題提出相關的政策建議。

【關鍵詞】城鎮化；人口流動；計量分析

一、引言

改革開放以來，在社會發展進程中我國大力引入了市場機制，采取市場化的社會發展取向，以市場機制為主導優化各種資源的配置，矯正計劃經濟的不足。作為生產要素之一的勞動力，也與之相適應地通過勞務市場進行配置，促進了社會、經濟的發展。根據庫茲涅茨對現代經濟增長的分析，其顯著特點之一就是經濟結構的轉變。英國經濟學家威廉·佩第（WilliamPetty）在其著作《政治算術》中指出：隨著經濟的發展，勞動力將由第一產業向第二、第三產業轉移。自20世紀80年代起，我國在經濟制度轉型時期逐步放松了戶籍限制，開始允許農村的剩余勞動力進入城鎮地區務工經商以來，隨著我國經濟的快速發展，經濟結構的迅速轉變，人口不斷地涌入到工業和服務業相對發達的城鎮中去，使得城鎮人口比重不斷增大。1984年的中共中央“一號文件”實行農民自理口糧到集鎮落戶的政策，這就意味著人口的流動進入了一個相對自由的階段。鑒于這點，本文將1984年即該文件頒布當年起至2002年的城鎮人口比重及相關變量作為分析對象進行探討。

二、樣本數據選取及描述性分析

本文將城鎮化程度的提高歸咎于兩個方面：（1）城鎮范圍的不斷擴大，使部分農村人口“被動”地成為了城鎮人口；（2）農村人口“主動”地流動城鎮，提高了城鎮化水平。

對于第一方面的因素，由于城鎮面積等數據采集困難，本文選取“市轄區數”作為城鎮擴大程度的量化指標，這樣的選擇雖不能完全體現城鎮的擴張程度，但是也有其合理性。因為隨著城市范圍的不斷擴大，新的市轄區也不斷的出現，所以市轄區數能在一定程度上反映了城鎮范圍的擴大。

對于第二方面的因素，一般認為社會人口流動主要是由于三次產業之間和城鄉之間比較收益差別所引起的。這里的收益主要包括經濟收益、親情收益、環境收益及預期收益等，但起主導作用的是經濟性的物質利益。而這種物質利益主要表現在收入水平上。而城鎮居民較高的可支配收入，農村居民較低的人均純收入正是引導我國人口城鄉之間流動的重要因素。所以，選取了城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均純收入的差作為另一個指標。而農村居民對于這種收入差距，可以根據前一期和當期的收入差來進行判斷。收入差距的拉大，將導致農村人口加速向城鎮流動。同時，農村人口流向城市后可能遇到的一個較大的收益風險就是失業。農村人口在向城鎮遷移過程中付出了一定的遷移成本，但是卻無法在城鎮中尋找到生存的空間，這是他們所不愿意碰到的。失業的風險將會成為農村居民向城鎮轉移的障礙，失業率越高，這種障礙就愈加顯著。所以也將城鎮登記失業率作為一個考察指標。

三、計量模型與檢驗

根據上文的分析，筆者就城鎮人口占全國總人口的比重與城鄉居民收入差和失業率進行回歸分析。計量模型中的RATE為城鎮人口占全國總人口比重，NUMB為市轄區數，CITY為城鎮居民人均可支配收入。

表1：我國1984年以來城鄉的相關統計數據

資料來源由《中國統計年鑒》和《中國人口年鑒》歷年的數據資料整理而得。CITY1為前一期的城鎮居民人均可支配收入，COUN為農村為城鎮居民人均可支配收入，CITY1為前一期得城鎮居民人均可支配收入，COUN為農村居民人均純收入，COUN1為前一期農村居民人均純收入，UNE為城鎮登記失業率。

回歸結果如下：

從上面的估計結果可以看出：，表明模型在整體的擬合得非常好。F=286.6205顯著。NUMB、(CITY1-COUN1)的統計量顯著，但是(CITY-COUN)、UNE的t統計量都較小。

鑒于我國在城鎮登記失業率在統計上的一直存在著爭議，它與實際城鎮人口失業率存在較大的誤差，所以這個變量無法很好的作為解釋變量。所以先剔除UNE即城鎮登記失業率，再進行回歸得：

從上面的估計結果可以看出：除(CITY-COUN)的t統計量外，其他的統計量都相當好。對于(CITY-COUN)的P值0.1157，置信度不高。考慮到一個遷入城市當期的收入（多為工資性）一般是可以預見的，而由于農業本身是高風險的產業，不僅價格對收益有很大影響，而且還面對著氣候，蟲害等一系列工業、服務業所沒有的風險，所以當期的農業上的收入很難預計。這個指標對城鎮人口比重得影響與原先所估計有所不同，對農村人口的遷移并沒有太大的相關性。剔除(CITY-COUN)，進行回歸：

雖然所有的統計量多很顯著，但是DW值很小，表明了變量之間正相關的存在。從圖1中也可以看出回歸殘差高度正相關。

圖1方程回歸的殘差分布圖

為了改進模型，我們用Cochrane-Orcutt方法，經過兩次的迭代，重新進行估計，其結果如下：

NUMB的t統計量有所下降，其p值為0.0796，可以在94.04%的置信度下拒絕為0的假設。DW值為，大于du=1.54，接受不存在序列相關的原假設。

再用多元對數線性模型進行回歸來估計彈性系數。

從上文的兩個回歸模型可以看出:這些變量的相關性：在忽略城鎮人口失業率的影響的情況下，市轄區數平均每增加1個，就會使城鎮人口的比重增加0.024202個百分點，城鎮與農村人口收入差距平均每擴大1元，就會使城鎮人口的比重上升0.0020018個百分點；市轄區數平均每上升1%，就會使城鎮人口的比重上升原來的0.84723%，城鎮與農村人口收入差距平均每上升1%，就會使城鎮人口的比重上升原來的0.086805%。

四、結論

隨著我國工業化進程的加速推進和經濟的不斷發展，城鎮居民所占的比重越來越大，同時城鄉間的二元經濟結構卻沒有得到改善，1985年城鎮居民的人均可支配收入是農村人均純收入（下轉第27頁）（上接第41頁）1.74倍，而2002年這個數字擴大到了3.11。農村生活水平低下，而城市則面臨著人口不斷膨脹所帶來的包括失業率提高、社會治安水平下降等一系列問題。如何改變這種狀況就成為一個相當棘手的問題。由于城鎮人口占全國總人口比重與城鄉居民的收入差顯著相關，如果收入差距的繼續過大，導致農村人口涌入城鎮的速度加快，城市特別是大中城市發展就會面臨著更大的壓力，不利于經濟的發展和社會的穩定。而時下愈演愈烈的大面積所推行的“地改市”、“縣改市”、“鄉改鎮”等行政辦法只是從表面上提高我國的城鎮化水平，并不能改變這些人的生活方式，甚至還可能因拆遷、征地等等喪失土地使得生活水平有所下降，同樣也不利于我國社會的穩定和經濟結構的改善。因此，在城鎮化道路的選擇上，不應該以犧牲農村居民的利益為代價，必須通過加大對農村的補貼，進行稅費改革，減輕農民負擔，切切實實的提高農村居民的收入；通過加大農村基礎設施的投入，為實現農業的現代化打下基礎；同時，通過各種途徑拓展農村居民的就業渠道如引導民間資本以及外資流向小城鎮，流向與農業相關的加工工業、服務業，促進農業人口向當地的第二、第三產業轉移，走新型的城鎮化道路，最終實現城鄉的協調、健康發展。

【參考文獻】

[1]畢世杰，馬春文．發展經濟學[M]．北京：高等教育出版社，1997．