戎鈺

[摘要]中國是傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大國，從“三農(nóng)”問題已經(jīng)連續(xù)三年列入中央一號文件可以看出在未來的五年內(nèi)，城鎮(zhèn)化將成為中國社會的主旋律之一。城鎮(zhèn)化是中國實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化的必經(jīng)之路，其程度的加深以及進(jìn)程的加快將對中國經(jīng)濟(jì)的長足發(fā)展和社會經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。本文對影響我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程的若干因素，進(jìn)行了系統(tǒng)的研究，通過建立多元線性回歸模型，尋找扼住城鎮(zhèn)化進(jìn)程的主要經(jīng)濟(jì)變量。為了保證結(jié)論的真實(shí)可靠性，本文對模型進(jìn)行了較為全面的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)增長率、城鄉(xiāng)收入差與市轄區(qū)數(shù)對城鎮(zhèn)化率的影響最為顯著。最后，針對回歸的結(jié)果本文提出了相應(yīng)的結(jié)論。

[關(guān)鍵詞]城鎮(zhèn)化；實(shí)證分析；多元線性回歸；計(jì)量檢驗(yàn)

一、變量選取與實(shí)證模型建立

（一）理論依據(jù)及變量選取

本文根據(jù)我國實(shí)際以及相關(guān)理論確定研究變量和設(shè)定模型，并進(jìn)行計(jì)量實(shí)證分析。城鎮(zhèn)化水平是一個多因素綜合作用的結(jié)果，除了政府大力推行城鄉(xiāng)一體化政策外，其內(nèi)在原因主要是勞動生產(chǎn)率的提高，農(nóng)村出現(xiàn)了大量的閑置勞動力。本文選取城鎮(zhèn)化率（y）作為因變量，選取第二產(chǎn)業(yè)增長率（x₁）、第三產(chǎn)業(yè)增長率（x₂）、城鄉(xiāng)收入差（x₃）、市轄區(qū)數(shù)（x₄）為自變量。

城鎮(zhèn)化率（y）可以用來衡量一個地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平高低，本文中采用的計(jì)算方法為一個地區(qū)的城鎮(zhèn)常住人口占該地區(qū)總?cè)丝诘谋壤?。農(nóng)民工是否會大量的涌入城鎮(zhèn)，很重要的考慮因素是能否在城鎮(zhèn)找到工作，因?yàn)閯趧恿Φ男枨笾饕獊碜耘c第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的擴(kuò)張，本文選取了第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)的增長率（x₁、x₂）兩個指標(biāo)衡量一個經(jīng)濟(jì)體對勞動力的需求。除了考慮能否在城鎮(zhèn)找到一份工作，工資收入也是農(nóng)民工做出決策的一個重要的指標(biāo)，近年來，城鎮(zhèn)居民家庭收入與農(nóng)村家庭收入差距不斷拉大，更多的農(nóng)民涌入城鎮(zhèn)，加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程，所以，本文選取了城鄉(xiāng)收入差指標(biāo)（x₃）。市轄區(qū)數(shù)（x₄）也是影響城鎮(zhèn)化率的重要指標(biāo)，因?yàn)槭休爡^(qū)數(shù)的大小表明了一個城市的擴(kuò)張程度。市轄區(qū)數(shù)越大，說明城市化的擴(kuò)張程度越深，對城鎮(zhèn)化率越高。

變量選取1991到2009年的數(shù)據(jù)，主要數(shù)據(jù)來源為《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)是原數(shù)據(jù)計(jì)算整理而得。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)及模型設(shè)定

傳統(tǒng)的回歸方法假定所使用的時間序列是平穩(wěn)的，否則采用普通最小二乘法，就可能出現(xiàn)“偽回歸”。本文首先對各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，并用逐步回歸法選取變量，防止多重共線性的發(fā)生，最后用協(xié)整的方法確定實(shí)證分析模型。

本文采用擴(kuò)展的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，ADF）方法進(jìn)行時間序列單位根檢驗(yàn)。通過Eviews進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)各個變量經(jīng)過二階差分之后，t統(tǒng)計(jì)量值均小于5%顯著性水平下的臨界值，表明各個變量均是二階單整的，可以認(rèn)為是平穩(wěn)序列。

在城鎮(zhèn)化率（v）對其他4個變量的初步回歸分析中，可以看到第二產(chǎn)業(yè)增長率（x₁）的在0.05的顯著性水平下，t檢驗(yàn)并不顯著，于是計(jì)算了各變量間的相關(guān)系數(shù)表，發(fā)現(xiàn)各變量之間可能存在較為嚴(yán)重的多重共線性。因此，通過逐步回歸的方法選擇變量，修正多重共線性，建立較為合理的模型。最后，依次確定了三個變量x₄、x₂、x₃，回歸方程為：

如果變量是協(xié)整的，相互之間存在長期的均衡關(guān)系，這種長期均衡關(guān)系式固有經(jīng)濟(jì)規(guī)律作用的結(jié)果，他們直接的回歸就是有意義的，而不是偽回歸。單位根檢驗(yàn)已經(jīng)表明，本文研究的所有變量均是同階單整的，可以采用E-G兩步法來檢驗(yàn)各變量之間的協(xié)整關(guān)系。

由于是多變量的協(xié)整檢驗(yàn)，通過分析并查詢麥金農(nóng)（Mackin-non）多變量協(xié)整檢驗(yàn)表，得臨界值為-5.25（5%的顯著性水平），殘差的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量-5.96<-5.25，表明上述回歸模型中的殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，也就說，各變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

二、模型檢驗(yàn)

對于已經(jīng)建立的模型，從回歸結(jié)果可以看出，模型的擬合度較好，從統(tǒng)計(jì)指標(biāo)來說，各變量都是顯著的。本文還將對模型進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)——模型的異方差和自相關(guān)檢驗(yàn)。

由于模型的DW值為1.394，查詢DW表后發(fā)現(xiàn)該模型的自相關(guān)性處于無法判斷的區(qū)間，謹(jǐn)慎起見，本文認(rèn)為該模型存在自相關(guān)。使用得賓兩步法對模型進(jìn)行修正后，得到本次研究最終的城鎮(zhèn)化率影響因素模型為：

y=-1.121337+0.014375x₂-0.001902x₃+0.045122x₄

廣義差分后，在0.05的顯著性水平下，模型的DW值1.6973，由于1.696=du<1.6973<4-du，不存在自相關(guān)，此時擬合程度很好，F(xiàn)檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)的效果也比較顯著。

在上述模型的基礎(chǔ)上，使用ARCH檢驗(yàn)，取滯后期數(shù)p=1，得到nR2=0.043512<3.84（0.05顯著性水平下的卡方分布臨界值），所以不能拒絕原假設(shè)，可以認(rèn)為此時模型不存在異方差的問題。

三、結(jié)論

由實(shí)證建立的模型可知，第三產(chǎn)業(yè)增長率每增加1，城鎮(zhèn)化速度平均加快0.014375，第三產(chǎn)業(yè)對人員的需求量大，所以其高速發(fā)展必然推動城鎮(zhèn)化；城鄉(xiāng)收入差額增加1，那么城鎮(zhèn)化平均減緩0.001902，收入差距越大，說明城鄉(xiāng)的差別越大，城市化的進(jìn)程越慢；市轄區(qū)數(shù)越多，說明城市向外擴(kuò)張，所以市轄區(qū)數(shù)每增加1，那么城市化的進(jìn)程平均增加0.045122。

加快城鎮(zhèn)化建設(shè)，需要推進(jìn)、加快第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。放手讓城鄉(xiāng)集體經(jīng)濟(jì)組織和私營企業(yè)、個人興辦那些投資少、見效快、勞動密集、直接為生產(chǎn)和生活服務(wù)的行業(yè)，并利用金融和稅收等經(jīng)濟(jì)手段扶持第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，對重點(diǎn)行業(yè)所需貸款，在信貸計(jì)劃中加以安排，有必要時可按產(chǎn)業(yè)政策在一定時期內(nèi)緩征、減征所得稅。