中国县域城镇化、就业率与经济发展水平关系的实证研究

[摘要]剖析县域城镇化、就业率与经济发展水平的关系，对于我国县域城镇化建设具有重要的战略意义。运用面板数据回归方法，对2002—2011年我国东中西部三个区域24个县的县域城镇化、就业率与经济发展水平的关系进行实证性研究。结果表明，县域城镇化与就业水平存在一定的均衡关系，县域就业率和经济发展水平促进了县域城镇化的发展。为了促进我国县域城镇化、就业以及经济的协调发展，应采取多方面的措施。

[关键词]县域城镇化；县域就业；县域经济；面板数据

[中图分类号]F29922[文献标识码]A[文章编号]2095-3283（2015）02-0079-05

[作者简介]申布语（1989-），女，汉族，河北邯郸人，硕士研究生，研究方向：宏观经济学。一、引言

城镇化是指由于生产力的发展而使城镇的人口数量不断扩大，农村人口不断向城镇集聚，城市文明不断向四周扩散，在此过程表现出了地域性质和形态在空间上的不断演变。县域城镇介于城市和农村之间，既有城市的功能，又有农村的环境，兼有城乡两种职能，是城市向农村的过渡地带，是农村一定区域内的经济文化中心。县域城镇以农村为腹地，以城市为依托，对调整农业产业结构、改变城乡人口分布、推动农村经济社会的发展发挥了重要的作用。[1]

2013年中央一号文件使“城镇化”再次进入到人们的视野，指出城镇化是解决“三农”的重要战略，是实现可持续发展的重要支撑。新型城镇化也是2014年两会上代表委员们激烈讨论的话题之一。城镇化的关键是人的市民化，而人的城镇化的关键在于城镇能否实现稳定就业。对于农村转移人口而言，只有稳定的收入和就业，才能支付在城镇长期居住的生活成本，才有享受社会保障、子女上学等公共服务的可能。

从国内外相关研究来看，对于县域城镇化的研究主要集中在我国。根据我国学者的研究，城镇化与就业确实存在着一定的相关关系。Harris认为导致城乡收入差距拉大，并且农民进入城市的原因是发展中国家的二元经济结构，农民不断进入城市，城市劳动力市场供需失衡，这就使城市里的失业问题越来越严重。[2]黄明使用时间序列分析，证明了城镇化率的提高和城镇就业存在相互促进的关系。[3]朱农认为，农业是城镇化发展的前提，农民增收才能促进城镇化的发展。[4]刘七华对就业总人口和就业结构进行描述，利用VAR模型得出结论，我国城镇化水平与就业结构不协调。[5]

研究表明，城镇化也与经济发展水平存在着一定的关系。卢方元利用时间序列模型，实证研究了河南省城镇化与经济发展水平的关系，证明城镇化与经济发展水平存在着协整关系。[6]秦文俊通过国内外的研究发现，城镇化与经济发展水平存在着互动关系。[7]但是曾志杨认为现在的城镇化发展水平不能唯GDP是从，不能只看经济的发展，还要看多方面的发展。

目前我国关于县域城镇化的研究存在两个不足：一是注重理论阐述性，研究给出了一定的理论建议，但是并没有实证分析；二是仅仅考虑了城镇化，但是没有将重点放在县域。针对这些不足，本文尝试将城镇化放在县域考虑，分析东中西部县域城镇化、就业与经济发展水平的关系。

二、我国县域城镇化发展现状

根据《中国县（市）社会经济统计年鉴》，整理出2002—2011年我国各区域城镇化的发展现状，对东中西部三个区域的24个县进行了资料采集和梳理，以下是随机抽取的个案的结果。表12002—2011年我国东部7县（市）县域城镇化发展水平 单位：%年份县域2002200320042005200620072008200920102011密云县2536295530233023333333333195347834043404沙县2583250025002500158028002530240026922308连平县20540500500210523331825179517501707平果县107210871087870130222922352240025492745吉安县1250136413641364159115911974195719154167江阴市197123582542254226052605338337542504711武安市969972972959109610961481131614101392表1选取的是2002—2011年东部7个县的城镇化率。从数据可以发现，东部各县域之间存在一定的差距，例如城镇化率较高的江阴市，城镇化率达到了4711%，而武安市的城镇化率才只有13%左右。但是从总体来看，东部的城镇化率比较高，总体水平大概在25%～30%之间，这与东部经济实力整体相对较强密切相关。从上升幅度来看，江阴市的上升幅度较大。表22002—2011年我国中部6县（市）县域城镇化发展水平 单位：%年份县域2002200320042005200620072008200920102011宁国市1662184218421842184218421849258125812581巩义市152715191646175237523751904209921952195农安县1607142913391239935935104510009901071长沙县027270270400933933090127127125准格尔旗2841296337044074464346436419566766676774洪湖市3242318732223626340734073474344131913085中部各县城镇化率和东部地区相比总体水平较低，在20%左右，并且大多数城镇化率近几年提升不高，升幅大多在10%左右。这是由于中部地区县域大多为农业县，自然环境不占优势，并且中部受到东、西部的制约，使得县域经济发展拉动力不强，进而城镇化率不高。表32002—2011年我国西部5县（市）县域城镇化发展水平 单位：%年份县域2002200320042005200620072008200920102011华亭县2543277827782353277823532353277831583158黔西县1014988976964117618391957200017241685那曲县228914290014290548012501250永宁县1500150015001905190515001905190523812727大足县1803180316131613161318092032229226042816西部地区由于自然条件相对恶劣，很多县域处于山区、沙漠、高原地区，农业生产受到很多制约，这就无法为城镇化过程提供丰富的资本和劳动力。同时没有能力吸引更多的投资，导致生产力落后。各种因素都导致了西部的城镇化率低下。从表3可以看出，西部的城镇化率水平大致保持在10%左右，有些地区的城镇化率还是0，有一些地区还出现了负增长。endprint

三、县域经济与县域城镇化

县域经济的发展是县域城镇化发展的保证。改革开放30多年来，我国人均GDP从1978年的379元上升到了2011年的35083元，扩大了90多倍，同时我国也是世界上城镇化发展最快的国家之一。大量的农村人口涌入城镇，为城镇的发展乃至整个国民经济的发展提供了活力。据资料显示，我国城镇化水平与县域经济发展存在着线性相关关系：从全国来看，二者高度相关，达到了0909；东部地区二者相关系数为0895；中部地区二者相关系数为0462，为低度相关。受到各区经济发展水平的影响，我国东部县域城镇化水平比较高，县域经济更加活跃；但是中西部地区县域城镇化水平较低，居民就业率也低。我国各地区城镇化发展的不平衡也反映了经济发展水平的差异。

四、研究变量的选择和数据说明

本文选取一系列指标对县域城镇化、城镇就业以及经济发展水平进行度量。

（一）模型简介

面板数据是指在时间序列上取多个截面，在这些截面上同时选取样本观测值所构成的样本数据，是同时在时间和截面上取得的二维数据。一般我们设Yit为解释变量在横截面i和时间t上的数值，Xit为1×k维解释变量，则一般式可写成：

Yit=αit+βitXit+μit，i=1，2…N；t=1，2…T

对于面板数据Yit，因为每个个体在相同的时期内都有观测记录，所以这是一个平衡面板数据。式子是解释k个经济指标在N个个体及T个时间点上的变动关系。N表示个体截面成员的个数，T表示每个横截面积成员的观测时期总数，参数αit表示模型的常数项，βit表示对应于解释变量Xit的k×1维系数向量，K表示解释变量的个数。μit为随机误差项，满足相互独立、零均值、同方差为σ2μ的假设。

在模型中，自由度（NT）远远小于参数个数，这使得模型无法估计。为了让模型可以估计，我们可以建立两类模型：第一，从个体成员角度考虑，建立含有N个个体成员方程的面板数据；第二，在时间点上截面，建立含有T个时间点截面方程的面板数据。

（二）指标和数据的选取

我们以县域城镇化率作为因变量，这里县域城镇化率是指县域城镇人口占总人口的比重；以就业作为自变量，这里选取宏观指标县域城镇就业规模为标准，具体计算方法为县域就业人数比上总的就业人数，或者1减去县域登记失业率；县域社会经济水平用GDP来表示。本文选取了2003—2012年随机抽取的全国24个县的城镇化率和县域城镇就业率来进行面板数据分析。数据均来自于中国县（市）社会经济统计年鉴和政府统计公报。

五、实证结果分析

本文使用Eviews60软件进行实证分析，选取了2002—2011年全国24个县市的县域城镇化率（xyczhl）、县域就业率（xyjyl）和GDP面板数据，这些地区的拼音简称分别表示：宁国市（NINGGUOSHI），密云县（MIYUNXIAN），沙县（SHAXIAN），华亭县（HUATINGXIAN），连平县（LIANPINGXIAN），平果县（PINGGUOXIAN），黔西县（QIANXIXIAN），定安县（DINGANXIAN），武安市（WUANSHI），巩义市（GONGYISHI），漠河县（MOHEXIAN），洪湖市（HONGHUSHI），长沙县（CHANGSHAXIAN），农安县（NONGANXIAN），江阴市（JIANGYINSHI），吉安县（JIANXIAN），海城市（HAICHENGSHI），准格尔旗（ZHUNERGEQI），那曲县（NAQUXIAN），库尔勒市（KUERLESHI），永仁县（YONGRENXIAN），绍兴县（SHAOXINGXIAN），大足县（DAZUXIAN），永宁县（YONGNINGXIAN）。

（一）面板的单位根检验

按照正规程序，面板数据模型在回归前需检验数据的平稳性。李子奈曾指出，一些非平稳的经济时间序列往往表现出共同的变化趋势，而这些序列间本身不一定有直接的关联，此时，对这些数据进行回归，尽管有较高的R平方，但其结果是没有任何实际意义的。这种情况称为虚假回归或伪回归。他认为平稳的真正含义是：一个时间序列剔除了不变的均值（可视为截距）和时间趋势以后，剩余的序列为零均值，同方差，即白噪声。因此单位根检验时有三种检验模式：既有趋势又有截距、只有截距、以上都无。因此首先进行单位根检验，这是避免出现伪回归的前提条件，本文用不同的方法进行检验，结果见表4。

表4面板数据的单位根检验检验方法lnxyczhllnxyjyllnGDPLLC检验-390（000）*-1264（000）*-1119（000）*水平值Breitung检验-046（032）071（076）-138（008）Hadri检验986（000）*1129（000）*1006（000）*注：*表示在1%的显著水平上拒绝原假设；括号中的数据是该统计量的伴随概率

表4表示，Hadri方法对“lnxyczhl”水平值的单位根检验表明“lnxyczhl”含有单位根，而LLC和Breitung结论表明不含有单位根。对于“lnxyjyl”，Breitung检验和Hadri检验表明只含有两个单位根，Hadri检验“lnGDP”只含有一个单位根。根据以上的检验，表明各个变量都含有单位根，但是有几个单位根，还要进行一阶差分检验。

表5面板数据的一阶差分单位根检验检验方法lnxyczhllnxyjylnGDPLLC检验-18996（000）-2034（000）-1786（000）一次差分Breitung检验-368（000）-273（000）087（081）*Hadri检验3875（000）2854（000）2811（000）注：*表示在1%的显著水平上接受原假设；括号中数据是该统计量的伴随概率

从表5可以看出，进行一阶差分检验后，除了“lnGDP”一阶差分检验不同外，其余检验结果均表明上述三个差分序列是非平稳的，即原序列是一阶以上单整序列而非平稳序列。面板模型的变量是不平稳的，就不可以直接进行回归分析，否则可能是伪回归。endprint

（二）面板协整检验

面板协整检验的方法有多种，这里应用Pedroni以回归残差，如表6。表6变量的面板协整检验变量面板协整检验结果

-1324*Group ADF-stat-194*注：1除了Panel v-stat 为右尾检验外，其余统计检验量均为左尾检验；2*表示在5%的显著水平上拒绝不存在协整关系的原假设

上述数据表明除了Group p-stat 和Group PP-stat 检验接受原假设外，其余检验均拒绝“不存在协整关系”的原假设。综合考虑，认为两个变量存在协整关系，因此，可以进行回归分析。

（三）模型的估计与分析

由于通过观测面板数据散点图发现本文使用对数建模最合理，因此，本文中我们设县域城镇化率（lnxyczhl）为被解释变量，县域就业率（lnxyjyl）和经济发展水平（lnGDP）为解释变量，方程可以写作：

lnxyczhlit=αit+β1lnxyjylit+β2lnGDPit+ξit，i=1，2…，N；t=1，2…，T

用面板数据建立的模型通常有3种，即混合模型、固定效应模型和随机效应模型。本文首先使用F检验，在给定α值的情况下，如果F值小于临界值，则接受零假设，使用混合效应模型，反之，如果F值大于临界值，则拒绝零假设，使用固定效应模型。三种方法的回归方程如下：

（1）混合模型估计，估计结果如下：

lnxyczhlit=278-542lnxyjylit-002lnGDPit

（078）（-07）（-041）

R2=0004，DW=017，SSE=15772

被估参数均通过了显著性检验，回归方程的拟合效果也很好，但是DW值太低，存在负自相关。

（2）个体固定效应回归模型，估计结果如下：

lnxyczhlit=-2821+661lnxyjylit+022lnGDPit+005D1+031D2+…+014D24

（-056）（06） （477）

R2=086，DW=117，SSE=2203

其中虚拟变量D1、D2…，D24的定义为：

Di=1，如果属于第i个个体，i=1，2，…，24

0，其它

24个县（市）的就业率和社会经济发展水平与城镇化成正比例关系，说明较高的就业率和经济发展水平可以促进城镇化的快速发展。

（3）F检验

接下来用F统计量检验是应该建立混合模型还是个体固定效应模型，原假设与备择假设分别为：

H1：模型中不同个体的截距相同

H2：模型中不同个体的截距不同

F统计量定义为：

F=（SSEr-SSEu）/（N-1）SSEu/（NT-N-k）=6107

F=6107>F005（23，238）

所以推翻原假设，比较上述两个模型，个体固定效应模型比混合模型更合理。

（4）时点固定效应回归模型，相应的表达式为：

lnxyczhlit=348-692lnxyjylit-005lnGDPit-027D1-015D2+…+023D10

（098）（-084）（-122）

R2=004，DW=016，SSE=15266

其中虚拟变量D1、D2…D10的定义是：

Dt=1，如果属于第t个截面，t=2002，…，2011

0，其它

（5）个体随机效应回归模型，表达式为：

lnxyczhlit=-2339+559lnxyjylit+02lnGDPit+005D1+033D2+…+012D24

（-051）（056）（45）

R2=011，DW=104，SSE=2479

其中虚拟变量D1、D2、…D24定义为：

Di=1，如果属于第i个个体，i=1，2，…，24

0，其它

（6）Hausman检验

利用Hausman统计量检验应该建立在时点固定效应模型还是个体随机效应回归模型，原假设与备择假设分别是：

H0=个体随机效应模型

H1=个体固定效应模型

由检验输出的结果可以看出，Prob=0055，在5%的显著水平下拒绝原假设，因此应该建立个体固定效应模型。

（7）估计结果及其分析

通过上文对模型的选择和估计，最后得出了要使用固定效应模型，估计结果如下：

表7回归结果解释变量系数估计值标准误差t值P值C-28215012-056057lnxyjyl661109906055lnGDP022005477000R2=086，DW=117，F-statistic=5297，Prob=000以上分析得出，模型的DW值为117，拟合程度较好，通过模型检验得到F统计量值，数值显示方程在总体上是极为显著的。

从表7还可以看出，县域就业率和县域经济发展水平的变量系数是显著的，它们对县域城镇化的发展都有明显的促进作用，其中，县域就业率每提高1个百分点，县域城镇化发展水平就上升661个单位，县域城镇化发展水平每提高1个百分点，就能拉动县域城镇化发展水平022个百分点。由此可以看出，对于促进县域城镇化的发展，县域就业率比经济发展水平的拉动力要大。并且从检验中可以看出，东部地区的就业率和经济发展水平的提高能够有效地促进县域城镇化的发展，而中部地区的效果要小于东部地区，甚至有些西部地区的效果是负的，这就需要区别对待东中西部的县域城镇化问题。endprint

六、结论

以上实证研究表明，县域就业率和经济发展水平的提高会促进县域城镇化的发展，但对不同地区的影响程度不同，对东部影响较大，对西部偏远地区影响较小。从以往研究来看，大中城市的城镇化发展已经比较完备，而县域城镇的发展还有很大的空间，所以要大力发展县域经济，扩大县域经济的规模，从而提高县域城镇化水平，形成完善的经济结构和产业结构，提高县域人民的生活水平。同时，要合理促进县域城镇化的发展，例如东部的一些县市，县域城镇化水平较高，就要放缓速度，合理调整政策。中部的县域要合理发展城镇化，使城镇化和经济的发展相协调，优化产业结构。西部落后地区的县域不要急功近利，要大力发展县域经济，如果经济水平赶不上县域城镇化的发展，就会产生比较高的失业率，进而出现一系列的经济和社会问题。

党的十八届三中全会指出，城乡二元结构是制约城乡发展一体化的主要障碍。必须健全体制机制，形成以工促农、以城带乡、工农互惠、城乡一体的新型工农城乡关系，让广大农民平等参与现代化进程、共同分享现代化成果。要加快构建新型农业经营体系，赋予农民更多财产权利，推进城乡要素平等交换和公共资源均衡配置，完善城镇化健康发展体制机制。提高县域城镇化的一个重要措施就是改革户籍制度。首先，在县域进行户籍制度改革，放宽县域城镇的户籍准入门槛，鼓励农民进城落户。其次要做好公共服务均等化，通过推进城市合理布局，合理分配公共资源。第三，加强农村基础教育，重视农村的九年义务教育，全面提高农民的素质。只有农民的素质提高了，才会增强就业的竞争力，更好地促进县域城镇化的发展。

[参考文献]

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[2]Harris J R，Todaro M PMigraton unemployment，and development：a two-sectors analysis [J]American Ecnomic Review，1970（61）：177-184

[3]黄明，耿中元 我国城镇化与城镇就业的实证研究[J] 中国管理科学，2012（11）：747-753

[4]朱农 城镇化与农业发展[J]经济评论，1993（5）：22-25

[5]刘七华 我国城市化对就业规模和结构的影响[J] 经济结构导刊，2008（3）：161-164

[6]卢方元，单可栋 河南省城镇化与经济增长关系的实证研究[J] 河南科学，2013（6）：880-884

[7]秦文俊 苏北城镇化水平与区域经济发展的互动分析[J] 现代城市研究，2009（7）：64-69.

Abstract： Analysis of the relationship between urbanization，employment rate and level of economic development of the county，the urbanization of the county has important strategic significance. This paper uses panel data regression method，the relationship between the county urbanization，employment rate and level of economic development of China conducted empirical research. The results show that the presence of county urbanization and a certain level of employment equilibrium relationship，county employment and promote the countys economic development level of urbanization development. In order to promote the coordinated development of the county urbanization，employment and the economy should take a variety of measures.

Key words： county urbanization；county employment；county economy；panel data（责任编辑：郭丽春）endprint