摘要：由于工業與農業發展是城鎮化的主要動力，工業與農業發展對城鎮化水平的影響一直是推進城鎮化的重要問題。工業與農業發展在經濟運行中最重要的表現為生產總值增長與勞動生產率提高。通過建立線性回歸模型，實證分析工業與農業的生產總值增長對人口城鎮化水平的影響；工業與農業勞動生產率提高對人口城鎮化水平的影響。 關鍵詞：人口城鎮化水平；勞動生產率；生產總值

一、提出問題 一般認為，工業發展的拉力和農業發展推力是城鎮化的主要動力，城鎮化是在二者的雙重作用下完成的。拉力來自工業發展，從比較利益驅動的作用機制來看，隨著工業的持續發展，城鎮經濟發展水平不斷提高，城市鎮居民收入及消費水平不斷增長，相對農村落后狀況，對農村勞動力就形成了巨大吸引力。推力來自農業發展，農村勞動力日益增長，農業生產率的提高及農業機械的使用，農業部門對農村勞動力的需求量大幅度減少，造成眾多勞動力失業，導致有一定經濟水平的農村勞動力開始向城市轉移。因此，工業與農業發展是城鎮化的主要動力。城鎮化一直是三農研究中的重要問題，研究工業與農業發展對城鎮化影響的文章很多。夏春萍在《工業化、城鎮化與農業現代化的互動關系研究》指出城鎮化是伴隨工業化發展而產生并加速發展起來的，工業化發展能夠推動城鎮化進程。姜太碧在博士論文《城鎮化與農業可持續發展研究》中提出農業可持續發展有利于推進城鎮化進程，農業不可持續發展則阻礙城鎮化進程。已有的研究基本都承認了工業與農業發展對城鎮化的重要影響，本文在前人的研究基礎上，通過選擇合適的經濟變量，把工業與農業發展對城鎮化的影響進行量化，定量分析工業與農業發展對城鎮化的影響。 二、實證研究 城鎮化的程度通常用人口城鎮化水平來表示，用城鎮人口占全國人口的百分比來表示，反映了人口向城市聚集的過程和聚集程度。因此，本文選擇人口城鎮化水平為因變量。工業與農業發展在經濟運行中最重要的表現為生產總值增長與勞動生產率提高，因此本文主要研究工業與農業的生產總值與勞動生產率對人口城鎮化水平的影響。本文通過實證研究主要回答以下兩個問題：第一，工業與農業生產總值增長對人口城鎮化水平的影響；第二，工業與農業勞動生產率提高對人口城鎮化水平的影響。 （一）樣本數據 本文使用的樣本數據為年度數據，樣本期間為1987—2008年，樣本容量為32。 （二）基本研究變量 （三）工業與農業發展對人口城鎮化水平的影響 1．工業與農業生產總值對人口城鎮化水平的影響。本文選用工業與農業生產總值代表工業與農業發展的總體情況。由于工業與農業生產總值的單位為億元，人口城鎮化水平為百分比。為了減小單位不統一的影響以及消除異方差，本文對因變量與自變量都取自然對數。根據雙對數模型的性質，自變量的系數為自變量對因變量的彈性系數。 lnulet = -1.1864lnagdpt + 1.0374lnigdpt（方程1） （-22.0197） （19.9868） Ｒ２=0.9095 Ｒ２=0.9050 DW=1.2156 AIC=-2.5944 SC=-2.4952 方程1的擬合優度為0.9095，說明方程的擬合程度良好。自變量都通過了系數的顯著性檢驗，為因變量的重要影響因素。根據估計系數的顯著性檢驗，農業生產總值的影響大于工業生產總值。由方程1可知，在其他解釋變量不變的條件下，如果工業生產總值單獨增加1個單位，那么人口城鎮化水平提高1.0374%；如果農業生產總值單獨增加1個單位，那么人口城鎮化水平降低1.1864 %。 2．工農業總產值之比對人口城鎮化水平的影響。城鎮化的主要動力來自工業的拉力與農業的推力，因此研究城鎮化的動力不能單獨地考慮工業總產值或者農業總產值，而是要考慮兩者的比例關系。因此，本文分析工農業生產總值之比對城鎮化水平的影響。 ulet = 0.1033 + 0.1594riat（方程2） （9.6047）（22.8544） R2=0.9631R2=0.9613DW=0.9788AIC=-5.6311SC=-5.5319 方程2的擬合優度為0.9631，說明自變量很好地解釋了因變量的變動。根據系數的顯著性檢驗，工農業總產值之比是人口城鎮化水平的重要影響因素。由方程2可知，在其他解釋變量不變的條件下，如果riat增加1%，那么ulet增加0.1594%。 （四）工業與農業勞動生產率對人口城鎮化水平的影響 勞動生產率直接反映了生產水平，決定了生產活動對勞動力的需求。如果工業勞動生產率提高，則工業生產對勞動力的需求就會減少，即城鎮就業機會減少，從而減小工業發展對城鎮化的拉力；如果農業勞動生產率提高，則農業生產對勞動力的需求就會減少，從而增大農業發展對城鎮化的推力。因此，工業與農業勞動生產率是人口城鎮化水平的重要影響因素。勞動生產率可以用單位勞動者在單位時間內生產產品的價值量來表示，單位時間內生產的價值量越多，勞動生產率就越高。本文取單位時間為一年。同時，本文假設農業與工業為兩個生產部門，城鎮人口從事工業生產，農村人口從事農業生產。因此，工業勞動生產率用城鎮人口平均工業產值代表；農業勞動生產率用農村人口平均農林牧漁產值代表。由于工業與農業勞動生產率的單位為元/人，人口城鎮化水平為百分比。為了減小單位不統一的影響以及消除異方差，本文對因變量與自變量都取自然對數。 lnulet = 2.1879lnpat - 2.0553lnpit （方程3） （9.5221） （-10.1250） R2=0.6270R2=0.6083DW=1.0188 AIC=-1.1776 SC=-1.0785 方程3的擬合優度為0.6270，說明自變量解釋了因變量變動的62.7%。自變量都通過了系數的顯著性檢驗，為因變量的重要影響因素。根據T檢驗值，工業勞動生產率的影響大于農業勞動生產率。由方程可知，在其他解釋變量不變的條件下，如果農業勞動生產率單獨增加1個單位，那么人口城鎮化水平提高2.1879%；如果工業勞動生產率單獨增加1個單位，那么人口城鎮化水平降低2.0553 %。

三、實證結果分析 （一）工業與農業發展對人口城鎮化水平的影響 1．工業與農業生產總值對人口城鎮化水平的影響。工業與農業生產總值的彈性系數符號符合理論預期。工業生產總值的彈性系數為正，是由于在其他條件不變的情況下，工業生產總值增加必然需要更多的勞動力，導致工業對城鎮化的拉力增大；農業生產總值的彈性系數為負，是由于在其他條件不變的情況下，農業生產總值增加必然需要更多的勞動力，導致農業對城鎮化的推力減小。農業生產總值的影響大于工業生產總值，說明農業發展的推力大于工業發展的拉力。

2．工農業總產值之比對人口城鎮化水平的影響。工農業總產值之比的彈性系數符號為正，符合理論預期。方程2與方程1的結論是一致的，在其他條件不變的情況下，工業生產總值增加，引起工農業總產值之比提高，導致人口城鎮化水平提高；農業生產總值增加，引起工農業總產值之比降低，導致人口城鎮化水平降低。但是，方程2沒有使用雙對數模型，更直接地反映人口城鎮化水平的變化情況。 （二）工業與農業勞動生產率對人口城鎮化水平的影響 1．方程3中的工業勞動生產率的彈性系數符號為負，正好與方程1中的工業生產總值的彈性系數相反。但是，兩者都是符合理論預期的。討論工業勞動生產率的彈性系數的時候是在工業生產總值不變的條件下，此時工業勞動生產率提高，必然會帶來工業對勞動力需求的減少，導致工業對城鎮化的拉力減小。因此，工業勞動生產率的彈性系數符號為負。 2．方程3中的農業勞動生產率的彈性系數符號為正，正好與方程1中的農業生產總值的彈性系數相反。但是，兩者都是符合理論預期的。討論農業勞動生產率的彈性系數的時候是在農業生產總值不變的條件下，此時農業勞動生產率提高，必然會帶來農業對勞動力需求的減少，導致農業對城鎮化的推力增大。因此，農業勞動生產率的彈性系數符號為正。 四、政策建議 1.把工農業總產值之比作為推進城鎮化的重要參考指標。城鎮化是一項復雜的、長期的系統工程，不僅對農業生產產生巨大影響，而且也影響著工業的發展。不論從理論分析來看，還是從實證研究來看，工農業總產值之比都是人口城鎮化水平的重要影響因素，反映了工業與農業經濟增長能夠承載的城鎮化水平。因此，在推進城鎮化時應該把工農業總產值之比作為重要參考指標，判斷城鎮化水平是否與工農業經濟增長相適應。 2.大力提高農業勞動生產率是推進城鎮化的有效途徑。從方程1可知，在勞動生產率不變的條件下，城鎮化由于減少農業勞動力，會阻礙農業的經濟增長。因此，既保障農業經濟增長，又能夠推進城鎮化的途徑就是提高農業勞動生產率。方程3也證明了此觀點，農業勞動生產率系數符號為正，農業勞動生產率與城鎮化水平呈正相關。3.促進工業經濟增長是推進城鎮化的有效途徑。從方程1可知，在勞動生產率不變的條件下，工業總產值增加需要更多的勞動力，即提高更多的城鎮就業崗位，推進城鎮化水平的提高。 4.發展勞動密集型行業是推進城鎮化的有效途徑。從方程3可知，在其他條件不變的情況下，工業勞動生產率與城鎮化水平成負相關。因此，工業發展中應該重視勞動密集型行業的發展，既提高生產總值，又增加就業機會，積極有效地推進城鎮化。

參考文獻： [1]賀建林.試論城鎮化對農業可持續發展的影響與政策取向[J].農業現代化研究，2002，(3). [2]夏春萍.工業化、城鎮化與農業現代化的互動關系研究[J].統計與決策，2010，(10). [3]李國平.中國工業化與城鎮化的協調關系分析與評估[J].地域研究與開發，2008，(10). [4]周達，沈建芬.農村城鎮化動力結構的統計研究[J].統計研究，2004，(2). [5]姜太碧.城鎮化與農業可持續發展研究[J].博士論文，2003.