中国城镇化与工业经济发展关系的实证分析

■ 倪超军 副教授（石河子大学商学院 新疆五家渠 831300）

引言

城镇化与产业发展是相互作用、相互促进的经济动力，城镇化是产业发展的必然结果，产业发展是城镇化发展的重要途径。根据配第-克拉克定理，城镇化发展进程中，将伴随着产业结构的变化与重构，而工业经济发展则是发挥着极其重要的作用。

刘刚（2013）通过研究产业总产值的增长所产生的城镇化效应，以及三次产业增长和结构优化对产业总产值的影响，表明三次产业发展的城镇化效用各有不同，产业增长推动城镇化效用存在明显边际作用，当前中国社会经济发展应把第二、三次产业同时推进。吕一清、何跃（2010）运用协整理论、Granger 因果关系检验、广义脉冲响应函数和方差分解法，考察了成都1985-2008年城镇化率与第三产业发展之间的长期动态影响特征。分析结果表明，城镇化率与第三产业从业人员占整个社会从业人员比重互为双向因果关系，其相互促进；在短期内，随着第三产业增长速度促进城镇化率进程的发展。从方差分解结果可以得出，第三产业从业人员占整个社会从业人员的比重对城镇化率的贡献度相对比较大。马远、陈军（2012）利用VAR模型对1960至2009年新疆城镇化与三次产业发展的动态关联效应进行分析，研究发现：农业现代化、工业化、第三产业发展对城镇化具有明显的促进作用，城镇化发展同样会带动三次产业发展。从长期来看，农业现代化、工业化、第三产业发展对城镇化贡献率分别达到了33.75%、29.45%、6.85%。农业现代化、工业化对城镇化的促进作用要显著高于第三产业发展。在此基础上，提出相应的政策建议。李刚、魏佩瑶（2013）通过构建完美市场和不完美市场条件下的工业化和城镇化协调发展模型，分析了中国工业化和城镇化发展协调程度较低的形成机理。

本研究在前人研究基础上，根据城镇化与工业经济发展的相关理论，运用VAR模型对中国城镇化与工业经济发展的动态关系进行实证研究，试图揭示中国城镇化与工业经济发展之间的动态关系，旨在为更好推动中国城镇化进程及提高城镇化质量提供决策依据。

实证分析

（一）指标选择及数据来源

本研究采用城镇人口占总人口比重衡量城镇化水平（URB），采用工业产值占GDP比重（ID）、工业综合经济效益指数（IU）表示工业经济发展水平。所使用的样本1998-2011年的年度数据，数据来源于《2012年新疆自治区统计年鉴》。并对城镇化、工业经济发展水平与工业经济效益水平分别取对数值，记为LNURB、LNID和LNIU。

本研究采用向量自回归模型（VAR）揭示城镇化、非农化与城乡收入差距之间的动态关系。VAR模型常用于预测相互关系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。

表1 单位根检验

表2 LNURB、LNID和LNIU的Johansen协整检验结果

表3 LNURB、LNIN和LNIU关系的VAR模型

表4 城镇化、非农化与城乡收入差距因果关系检验结果

图1 工业总产值占GDP比重对城镇化的脉冲响应函数图

图2 工业综合经济效益对城镇化的脉冲响应函数图

VAR模型的数学表达式是：

式中，yt是k维内生变量列向量，xt是d维外生变量列向量，d是滞后阶数，T是样本个数。Φ1，…Φp和k×d维矩阵H是待估计的系数矩阵。εt是k维扰动项列向量。若滞后期p和r足够大，则可完整地反映模型的动态特征，但滞后期越长，自由度越少，因此，在滞后期与自由度之间应寻求一种均衡状态。下文将以VAR模型为基础，利用单位根检验、协整关系、因果关系检验、脉冲响应函数、方差分解模型对城市偏向、城市化与城乡收入差距之间的动态效应进行分析。

（二）实证分析

1.单位根检验。表1检验结果显示，原序列LNUEB是平稳序列，LNID和LNIU是非平稳序列，而经过一阶差分后，一阶差分序列DLNUEB、DLNID和DLNIU均是平稳序列，一阶差分序列LNUEB、LNID和LNIU在5%的显著水平下拒绝原假设，可以确定LNUEB、LNID和LNIU是一阶单整序列，即LNURB～I（1），LNID～I（1），LNIU～I（1）。

2.协整检验。本研究用Johansen法检验LNURB、LNID与LNIU之间的协整关系。表2中的r表示LNUEB、LNID和LNIU之间协整关系的个数，在5%的置信水平上接受r≤1的原假设，即原变量之间至少存在一个协整关系，说明城镇化与工业经济发展水平之间存在长期稳定的均衡关系。

3.VAR模型构建。基于我们选择的变量：LNURC、LNURB及LNNAI，构建3维的向量自回归模型。采用AIC和LR准则来确定VAR模型的滞后阶数为2，并建立VAR模型，如表3。

4.Granger因果检验。表4说明了中国城镇化与工业经济发展水平之间的因果关系。表4数据显示，滞后1-2期，LNURB不是LNID的格兰杰原因，说明城镇化不是工业经济发展的格兰杰原因，也就是说中国的城镇化发展没有推动中国工业经济的发展。

滞后1-2期，LNURB是LNIU的格兰杰原因，说明城镇化是工业综合经济效益的格兰杰原因，即在中国的城镇化进程中，中国的工业企业的综合经济效益水平显著提高，城镇化的发展促进了工业综合经济效益的提高，究其原因是，城镇化发展使得中国城镇和农村居民收入水平显著提高，这为工业发展提供了良好的发展环境。同时，在中国城镇化的发展进程中，农业富余劳动力、技术工人以及高级人才纷纷转移到城镇或城市，这又为中国工业的快速发展提供了人才支撑，这些都有益于工业综合经济效益水平的提高；而滞后期1-2期，均接受LNIU不是LNURB的格兰杰原因原假设，没有充分理由说明工业综合经济效益是城镇化的格兰杰原因，这也从另一个侧面说明了工业经济发展并没有促进中国城镇化的发展。

5.脉冲响应分析。城镇化与工业经济发展的脉冲响应函数结果如图1-4所示。

图1显示，从工业总产值占GDP比重看，工业经济发展对于城镇化一个标准差冲击的响应，除了第8期之外，均呈现出负效应。第1期时负效应为-0.010825，随后开始减小，到第5期时达到-0.000393，而后开始先增后减，并在第8期时暂时转为正响应（0.000555），第9-10期均为负效应。这说明工业经济发展对于城镇化产生了负面的效应，工业经济发展并未有效促进中国城镇化的发展，这与国内其他学者关于城镇化滞后于工业化的结论基本一致。

图2显示的是工业综合经济效益指数对城镇化的一个标准差响应，在开始时呈现出正效应，在第3期时出现负效应（-0.007917），而后转为正效应，在第7期时又呈现出负效应（-0.001667），随后一致呈现出正效应。这说明，从工业综合经济效益来看，工业企业经济效益的提高，对于中国城镇化的发展起到了正向的促进作用。其作用机理在于，工业企业经济效益的提高，一方面提高了中国城镇和农村居民的收入水平，另一方面加速了中国农村居民城镇化的进程和速度，最终促进中国城镇化进程的发展。

从图3可以看出，城镇化对工业总产值占GDP比重的冲击效应，一直呈现出了负效应，在第3期最大值为-0.001903，并且是在逐步减弱的。这说明在一定程度上城镇化对于工业经济发展产生了反向作用，并未促进工业经济发展。但是这种反向作用是在逐步弱化的，并趋近于零的。究其原因是，在中国城镇化发展过程中，我们过度重视城镇化规模，忽略了城镇化发展质量，并未实现城镇化与工业经济发展的互动发展。

图3 城镇化对工业总产值占GDP比重的脉冲响应函数图

图4 城镇化对工业综合经济效益的脉冲响应函数图

表5 城镇化的方差分解结果

表6 工业经济发展的方差分解结果

从图4可以看出，城镇化对工业综合经济效益的冲击效应开始时为正效应，第3期为-0.000152，随后的第5-10期均表现为负效应，并且是逐渐减弱的。这说明城镇化发展对于工业企业经济效益并未产生多大的促进作用，或者说这种作用不是很明显。究其原因在于，城镇化的发展并未激发中国城镇居民和农村居民的需求结构和消费结构，进而对于工业企业综合经济效益并未产生多大的促进作用。结合图3和图4可以看出，中国城镇化对于工业经济发展并未产生正向的促进作用，最主要的原因在于过度关注城镇化发展速度和规模，忽略了城镇化发展质量。

6.方差分解。表5是跨期为10期的城镇化的方差分解表。

表5是城镇化的方差分解结果。从表中可以看出，中国城镇化水平波动不仅受自身冲击影响显著，同时还受到工业经济发展的影响。城镇化水平的波动受自身冲击影响在第一期达到100%，随后随时间推移呈现出“先降后升”的趋势，到第10期以后保持在85.11%。工业总产值占GDP比重和工业综合经济效益指数这两个指标对于城镇化变动的冲击不尽相同，工业总产值占GDP比重对于城镇化的冲击大于工业综合经济效益指数对其的冲击。来自工业总产值占GDP比重对城镇化变动的贡献率的冲击起初很小，随后逐渐增大，最后稳定在14.44%左右，也就是说城镇化预测方差的14.44%，这可由工业经济发展水平的变动来解释。但从工业综合经济效益指数这一指标看，工业经济发展对于城镇化变动的影响和冲击不是太大，大概保持在0.46%左右。由以上分析可以看出，城镇化水平变动不仅受到自身变动影响，工业经济发展对其也有显著影响，从长期来看贡献率达到了85.11%、14.44%。

表6是工业经济发展的方差分解结果。从表中可以看出，中国工业经济发展水平不仅受自身冲击影响，同时还受到城镇化发展的影响。工业经济发展的波动受自身冲击影响保持在第一期为80.36%，随后随时间推移大致呈现出稳中有降的趋势，到第10期以后保持在79.35%。城镇化对于工业经济发展的冲击不是很显著，第1期为19.64%，随后开始增强，并于第3期达到20.57%，第4-10期呈现出阶段性变化趋势，第10期时为20.02%。由以上分析可以看出，工业经济发展受自身变动影响较大，而城镇化对其不太显著，从长期来看贡献率达到了79.35%、20.02%。

由此可见，城镇化与工业经济发展的互促作用不是太明显，城镇化对于工业经济发展的促进作用要弱于工业经济发展对于城镇化的促进作用，这同时也说明了中国城镇化发展和工业经济发展均处于较低的水平。

结论与建议

（一）结论

通过对中国城镇化发展与工业经济发展水平的实证研究，得到以下结论：中国城镇化与工业经济发展互促作用不是很明显，但城镇化对于工业经济发展的促进作用要弱于工业经济发展对于城镇化的促进作用。从长期看，工业经济发展对于城镇化发展的贡献率为14.44%，城镇化发展对于工业经济发展的贡献率为20.02%。

（二）建议

在此基础上，提出相对应的政策建议：

第一，提高中国城镇化质量，实现城镇化与工业经济发展的互促发展。提高城镇化质量是促进中国工业经济发展的重要途径。中国城镇化质量的核心内涵是有序推进农业转移人口市民化，这个过程会有效激增消费需求，改变现有的消费结构，为中国工业经济的快速发展提供了市场条件和前提。

第二，加快工业企业的转型升级。工业企业是中国工业经济发展的核心主导力量，同时工业企业的发展状况也是反应城镇化中的居民或消费者需求的满足程度和工业经济发展水平和效益的重要表征。随着工业经济发展，工业企业面临着产能过剩、税收负担、资金成本上升所导致的企业经营压力大等障碍和压力，这需要中国工业企业要加快企业的转型和升级。中央政府及相关部门要进行与工业企业转型升级相对应的体制机制、管理方式、生产要素市场改革，切实做好政府在市场配置资源中的服务性作用，明确企业作为投资主体的地位和作用。

第三，大力发展私有经济。私有经济是城镇化发展的重要支撑。私有经济的发展，一方面可以提高城镇居民和进城农民的就业水平，为工业经济发展提供市场条件。另一方面，可以为中国城镇化发展提供产业支撑，促进中国城镇化的发展。

第四，大力发展农村城镇化进程，推动农村消费结构升级。农村城镇化进程是中国城镇化进程中的不可或缺的组成部分，就目前的实际情况，农村的城镇化水平和质量均低于城市的城镇化水平和质量。从另外一个角度看，中国城市和农村的工业经济发展水平也是存在较大差异，城乡二元结构明显，这也是农村城镇化质量低于城镇化质量的重要原因。农村的公共设施落后，公共产品服务水平较低，农村生活成本较高，农民收入水平低下，这都在一定程度上限制了农民的消费结构转换和升级。中国农村的城镇化进程应该是在农村消费结构转换和升级的背景下完成的，让农民、农村、农业切实的享受到中国城镇化进程的成果。

1.高铁梅.计量经济分析方法与建模-Eviews应用及实例.清华大学出版社，2010

2.马远，陈军.城镇化与产业发展的动态关联效应研究-以新疆为例.管理现代化，2012(5)

3.刘刚.产业发展及结构优化进程中城镇化效应的研究.市场论坛，2013(2)

4.李刚，魏佩瑶.中国工业化与城镇化协调关系研究.经济问题探索，2013(5)

5.吕一清，何跃.城镇化进程与第三产业发展相互关系实证研究—以成都市为例.决策咨询通讯，2010(6)