趙曉芳　陳珍妮

摘要：本文依據(jù)近15年來湖南省人口城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)狀及特點，利用多元回歸分析，對經(jīng)濟發(fā)展水平、城鄉(xiāng)人均收入差距、工業(yè)化水平、就業(yè)結(jié)構(gòu)這四個影響湖南省人口城鎮(zhèn)化水平因素進行分析研究，從而得出兩者之間的關系。

關鍵詞：人口城鎮(zhèn)化；就業(yè)結(jié)構(gòu)；回歸分析

中圖分類號：F061 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2017）012-0-01

一、引言

要建設全面的小康社會需要以人口城鎮(zhèn)化的發(fā)展為載體，同時人口城鎮(zhèn)化也是拉動內(nèi)需的潛力之一。近五年來，湖南省的人口城鎮(zhèn)化率在逐漸增加，人口城鎮(zhèn)化水平逐年提高。在截止2015年年底，全省的常住人口城鎮(zhèn)化率已達到50.89%，和2011年相比，提高5.79個百分點。城鎮(zhèn)人口為3451.9萬人，和2011年相比，同比增加了476.9萬人，全省每年新增人口119.2萬人。加快湖南省人口城鎮(zhèn)化發(fā)展進程，是湖南省走向現(xiàn)代化的必由之路。本文通過定性分析和定量分析相結(jié)合，在整理相關理論與現(xiàn)狀定性描述的基礎上，運用計量經(jīng)濟學方法即回歸分析的方法，對人口城鎮(zhèn)化水平進行定量與定性相結(jié)合的分析，最后得出影響城鎮(zhèn)化水平的因素。

二、影響湖南省人口城鎮(zhèn)化水平因素分析

（一）模型分析

1.分析方法

回歸分析，是確定兩種或者兩種以上變量間相互依賴的定量關系的一種統(tǒng)計分析方法。其回歸線性方程為：Y=aX+b，其中，Y為因變量即人口城鎮(zhèn)化率，X為自變量即經(jīng)濟發(fā)展水平、工業(yè)化水平以及第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重。

2.數(shù)據(jù)的選取和處理

對于影響湖南省的人口城鎮(zhèn)化率的因素分析，本文數(shù)據(jù)選取來自湖南省2015年統(tǒng)計年鑒，選取的樣本數(shù)據(jù)為2000-2014年的城鎮(zhèn)人口數(shù)，其統(tǒng)計口徑為萬人。本文從經(jīng)濟發(fā)展水平、工業(yè)化水平和就業(yè)結(jié)構(gòu)三個因素進行分析。

（二）實證分析

1.經(jīng)濟發(fā)展水平對人口城鎮(zhèn)化水平的影響

（1）協(xié)整檢驗

為了消除異方差，所以對選取的數(shù)據(jù)都進行了取對數(shù)的處理。除此之外，進行協(xié)整檢驗的前提條件是序列是否處于平穩(wěn)狀態(tài)，從檢驗結(jié)果可以看出，在1%、5%和10%的顯著性水平下，t統(tǒng)計量的臨界值分別為-2.771926，-1.973028，-1.602922。ADF檢驗下的t統(tǒng)計量=-6.407705，其相應的概率值P=0.0000，均小于臨界值，所以序列l(wèi)ny是二階差分平穩(wěn)的。同樣lnx的二階差分ADF檢驗看出，在1%、5%和10%的顯著性水平下，t統(tǒng)計量的臨界值分別為-2.792154，-1.977738，-1.602074。ADF檢驗下的t統(tǒng)計量=-3.860929，其相應的概率值P=0.0000，均小于臨界值，所以序列l(wèi)nx是二階差分平穩(wěn)的。

既然序列l(wèi)ny和lnx都已經(jīng)處于二階差分平穩(wěn)的狀態(tài)，所以下面考慮lny和lnx是否處于協(xié)整的狀態(tài)，兩者之間的協(xié)整結(jié)果顯示，殘差單位根檢驗的t統(tǒng)計量=-2.946532，所對應的概率值P=0.0073，小于1%的檢驗水平，拒絕無協(xié)整向量的假設，所以lny和lnx存在協(xié)整關系，即人口城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟發(fā)展水平存在均衡關系。

（2）回歸分析

為了證明經(jīng)濟發(fā)展水平是否影響人口城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展，將兩者進行回歸分析，即以人口城鎮(zhèn)率（y）為因變量，以湖南省的國民生產(chǎn)總值（x）為自變量，結(jié)果顯示：隨著國民生產(chǎn)總值的增加，人口城鎮(zhèn)化率也隨之增長，兩者呈現(xiàn)出正向相關的關系。經(jīng)濟發(fā)展水平的快慢影響人口城鎮(zhèn)化水平。

2.工業(yè)化水平對人口城鎮(zhèn)化水平的影響

用城鎮(zhèn)化率和工業(yè)化率分別代表城鎮(zhèn)化水平和工業(yè)化水平，分析城鎮(zhèn)化和工業(yè)化之間的關系。用y和x分別代表人口城鎮(zhèn)化率和工業(yè)化率。城鎮(zhèn)化率和工業(yè)化率基本處于上升階段，但是后兩年的工業(yè)化率有下降的趨勢。本文所采用的研究對象是時間序列數(shù)據(jù)，對數(shù)據(jù)進行了取對數(shù)處理，消除異方差。下面是對lny和lnx做的協(xié)整檢驗和最小二乘估計分析，從而得出兩者之間的關系。

（1）協(xié)整檢驗

進行協(xié)整檢驗，首先要看序列是否處于平穩(wěn)，而序列平穩(wěn)性檢驗則采用ADF單位根檢驗，由于人口城鎮(zhèn) 化率的檢驗結(jié)果在上一個因素中已經(jīng)體現(xiàn)，所以在此省略。以下為：從檢驗結(jié)果看出，在1%、5%和10%的顯著性水平下，t統(tǒng)計量的臨界值分別為-2.771926，-1.974028，-1.602922。ADF檢驗下的t統(tǒng)計量=-5.260592，其相應的概率值P=0.0001，均小于臨界值，所以序列l(wèi)nx是二階差分平穩(wěn)的。

既然序列l(wèi)ny和lnx都處于二階差分平穩(wěn)，下面考慮lny和lnx是否具有協(xié)整關系。從序列協(xié)整關系看出，殘差單位根檢驗的t統(tǒng)計量=-2.595841，所對應的概率值P=0.0136，小于5%的檢驗水平，拒絕無協(xié)整向量的假設，所以lny和lnx存在協(xié)整關系，即人口城鎮(zhèn)化水平和工業(yè)化水平存在均衡關系。

（2）回歸分析

由于城鎮(zhèn)化水平和工業(yè)化水平具有均衡關系，所以利用回歸分析得出兩者之間存在正向還是反向的關系。從上結(jié)果看出，可決系數(shù)為0.933410，模型擬合的較好，同時lnx的系數(shù)為1.432222，可知lnx與lny存在正向關系，即城鎮(zhèn)化水平與工業(yè)化水平存在正向的關系，所以工業(yè)化水平的發(fā)展是影響人口城鎮(zhèn)化其中的一個因素。

3.就業(yè)結(jié)構(gòu)對人口城鎮(zhèn)化水平的影響

（1）相關性檢驗

選用三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口數(shù)占總就業(yè)人口比重來衡量三次產(chǎn)業(yè)各自發(fā)展程度的指標。為了消除異方差，對相關變量采用取對數(shù)的方法。 從結(jié)果看出，城鎮(zhèn)化水平與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重之間的相關性系數(shù)為-0.9903，表明當城鎮(zhèn)化水平提高時，三次產(chǎn)業(yè)中的第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口比重下降；城鎮(zhèn)化水平與第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重之間的相關性系數(shù)為0.6892，具有正相關性，表明隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口比重會隨之增加；城鎮(zhèn)化水平與第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口比重之間的相關性系數(shù)為0.9298，兩者之間存在高度的正相關性，說明隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口比重會越來越高，第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口也會越來越多。

（2）回歸分析

以人口城鎮(zhèn)化率（Y）為因變量，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口所占比重（X）為自變量，得出結(jié)果：第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口所占比重與城鎮(zhèn)化率存在正向相關的關系，隨著第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口所占比重的增加，人口城鎮(zhèn)化率也會隨著提高，所以影響湖南省的人口城鎮(zhèn)化率的因素之一為第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口所占比重。