我国农村城市化影响因素分析

国内都市化影响因素分析摘 要：对国内农村都市化影响因素的历年数据运用计量分析措施建立计量模型，并进行检查和修正，最后根据模型提出增进国内农村都市化的有效途径。核心词：农村都市化；经济发展；计量模型截至底，国内乡村人口占全国人口的比重为55.01，都市化水平仍然较低。随着乡镇公司发展势头减缓，吸纳劳动力水平下降，劳动力就地转移面临严峻的考验。大量沉积在农村的剩余劳动力，使得弱化城乡二元分割体系，消除城乡差别，最后实现农村都市化，成为国内亟待研究和解决的重大课题。农村都市化是一种国家或地区经济社会现代化限度的重要标志。目前，国内外对农村都市化的问题研究较多，在国外较盛行的理论有刘易斯的“二元构造”理论，弗里德曼的“核心一边沿”理论等；国内研究者也从多种角度对农村都市化进行了研究，如人口流动、农村剩余劳动力转移、制度与政策的限制、都市化的道路、都市化的量度以及都市化的个案等。本文侧重于通过计量模型分析农村都市化的影响因素，并结合模型的实证分析提出对策及建议。一、国内农村都市化发展的现状目前，国内都市化进程相对滞后。国内GDP增速达9.9，人均GDP达1700美元，都市化水平为43，而工业化水平为53，仍然滞后l0个百分点 。但不可否认，国内农村都市化也呈现出稳定、迅速发展的趋势，如城乡人口由1949年的5 765万到1978年的17 245万，再到的45594万人；城乡数量亦不断增长，从1978年到的22年间，都市数量由193个增长到663个，建制镇数量由2 173个增长到20 000个；都市化水平也由1978年的l792增至的36.09，年均提高0.83个百分点。尽管国内的都市化获得了一定的发展，但仍然是一种低度的都市化。因此，分析国内农村都市化的影响因素，有助于采用相应的措施，推动农村都市化的发展，这也直接影响和决定着“三农”问题的解决。二、影响因素分析(一)变量选择本文以都市化水平作为被解释变量，用都市化率，即城乡人口占所有人口的比重反映，用Y表达。对于解释变量，一方面引入农业生产总值占GDP的比重，由于农业的发展是农村都市化的基本，只有农业发展到高档阶段，可以用很少的农民养活大部分人口，农村剩余劳动力转向第二、三产业时，都市化水平才干得到明显地提高，这个变量用X1表达；城乡收入差距阐明在农村推力和都市拉力的双重作用下，加速转移农村劳动力，有助于提高都市化水平，本文用城乡居民家庭人均可支配收入减去农村居民家庭人均纯收入来计量，用X2表达；国家财政用于农业的支出反映国家对于农村都市化的宏观支持，用X3表达；农村中初中及以上文化水平劳动力比率体现了教育的增进作用：农村教育水平的提高，可以增进劳动者的综合发展、农村人力资源的有效增长与合理配备，从而推动经济的发展和都市化进程，因此，也将其作为解释变量，用X4表达。根据选定的影响因素，建立函数关系式：Y = f(X1,X2,X3,X4)（二）数据阐明本文收集了1989-的都市化水平、农业生产总值占GDP的比重、城乡收入差距、国家财政用于农业的支出以及农村中初中及以上文化水平劳动力比率的数据作为样本观测值，见表1:年份农业生产总值/GDPx1(%)地级及以上都市数x2(个)城乡收入差距x3(元)初中以上水平劳动比率x4(%)都市化水平y(%)199026.965823.940.4126.41199124.37199243.5526.94199221.5741242.644.7527.46199319.5781655.846.527.99199419.6792275.248.1328.51199519.8832705.349.9229.04199619.5892912.853.2530.48199718.1953070.254.7831.91199817.31003263.155.9733.35199916.21073643.757.434.7814.81154026.659.5936.2214.11234493.261.2637.6613.51335227.261.7939.0912.6139585062.6740.5313.11406485.263.3341.7612.61467238.164.1142.9911.71578172.565.0243.911.31649645.465.8944.9410,71789987.666.4545.12表1数据来源：中国记录年鉴中国农村记录年鉴（三）确立计量经济模型计算各解释变量与被解释变量的有关系数，见表2。从表2的成果看出，都市化水平与本文中所选用的各影响因素有关系数非常高，阐明它们之间存在密切的联系，选用这些因素建立计量模型来解释都市化水平，具有一定的说服力。表2 都市化水平与其影响因素有关分析农业生产总值占GDP的比重x1(%)城乡收入差距x2(元)国家财政用于农业的支出x3(亿元)农村中初中及以上文化水平劳动力比率x4(%)与都市化水平y(%)-0.9406800.9724120.9804330.963720根据Eviews软件进行回归，得出Y=11.59382-0.024335X1-0.000436X20.005757X3+0.326023X4Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/06/10 Time: 12:18Sample: 1990 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C11.593828.7192121.3296870.2065X1-0.0243350.182250-0.1335260.8958X2-0.0004360.000462-0.9441860.3623X30.0057570.0013314.3240950.0008X40.3260230.1086133.0016820.0102R-squared0.990435 Mean dependent var34.66444Adjusted R-squared0.987492 S.D. dependent var6.400974S.E. of regression0.715882 Akaike info criterion2.399531Sum squared resid6.662337 Schwarz criterion2.646857Log likelihood-16.59578 F-statistic336.5300Durbin-Watson stat1.126889 Prob(F-statistic)0.000000（四）模型检查1、经济意义检查回归成果显示模型拟合优度较好，揭示了农村都市化的重要影响因素，具体各变量的记录学意义均明显。农业生产总值占GDP的比重X1,城乡收入差距X2、国家财政用于农业的支出X3、农村中初中及以上文化水平劳动力比率X4的系数分别是-0.024335，-0.000436，0.005757和0.326023意味着当各要素的投入增长1时，分别给都市化水平带来-0.024335，-0.000436，0.005757和0.326023的影响。其中，都市化水平对于农村中初中及以上文化水平劳动力比率这一要素的变化最为敏感，表白教育的发展，对于农民改善生产手段及生活条件，农村都市化水平的增进作用最大。同步，国家财政用于农业的支出对都市化水平也有重要的推动作用，国家财政的大力扶持将改善许多地方财政没有能力改善的基本设施方面的建设。城乡收入差距因素对于都市化水平作用较小，重要是由于城乡收入差距逐年扩大，且没有缩小的趋势，未能较好地带动农村经济的发展。此外，农业生产总值占GDP的比重对都市化水平的奉献率为负值，从历年数据中看出农业比重不断下降，这是都市化的直接体现，也提高了都市化水平。2、记录检查（1）拟合优度检查该模型的拟合优度较高，R2达到0.9904，意味着国内都市化水平的变化，有99%可以通过本文所选用的影响因素来解释阐明该模型的拟合效果较好。（2）F检查F值等于336.530 ，给定明显性水平a=0.05，查F分布表，得到临界值F0.05（4，13）=3.18（模型中解释变量数目为4，样本容量为18），显然有FFa(k,n-k-1)表白模型从整体上看都市化与解释变量之间线性关系明显。（3）t检查由应用软件计算出所有t的数值，分别为：t0=1.3297，t1=0.1335,t2=0.9441,t3=4.3241,t4=3.0017 ,给定明显性水平a=0.05,查t分布表中自由度为13的相应临界值为2.160。可知，涉及常数项在内的前3个解释变量在95%的水平下影响不明显，后2个解释变量明显。但结合模型中x1,x2解释变量所代表的经济意义，不剔除。3、计量经济学检查（1）异方差性检查我们再采用怀特检查，估计成果为：White Heteroskedasticity Test:F-statistic1.887955 Probability0.181433Obs*R-squared11.27902 Probability0.186385Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 05/06/10 Time: 17:26Sample: 1990 Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-60.5812625.55317-2.3707930.0419X1-3.4342091.488026-2.3078950.0464X120.0840340.0352622.3831480.0410X2-0.0005170.000805-0.6421080.5368X224.84E-085.54E-080.8741900.4047X30.0075030.0031122.4109850.0392X32-1.50E-068.45E-07-1.7768220.1093X43.9092121.5674882.4939340.0342X42-0.0408900.015489-2.6398680.0269R-squared0.626612 Mean dependent var0.370130Adjusted R-squared0.294712 S.D. dependent var0.531374S.E. of regression0.446255 Akaike info criterion1.531001Sum squared resid1.792293 Schwarz criterion1.976187Log likelihood-4.779012 F-statistic1.887955Durbin-Watson stat2.060430 Prob(F-statistic)0.181433去掉交叉项后的辅助回归成果为：e2=-60.58126-3.434209X1+0.084034X12-0.000517X2+(4.84E-08)X22+0.007503X3-(1.50E-06)X32+3.909212X4-(0.040890)X42nR2=180.626612=11.27898，该值不不小于5%明显性水平下自由度为8的2分布的相应临界值20.05=15.51。因此，接受同方差性的原假设。（2）序列有关检查采用DurbinWatson记录量进行序列有关检查，模型的DW 值为1.126889，查表得，下限dl=0.93，上限du =1.69，dl=DWdu，故该模型序列有关性不拟定。下面再进行拉格朗日乘数检查。Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic2.923085 Probability0.113028Obs*R-squared3.525781 Probability0.060421Test Equation:Dependent Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 05/07/10 Time: 11:20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-3.1846648.348489-0.3814660.7095X10.0639910.1741720.3674040.7197X20.0004090.0004930.8294670.4230X3-0.0012700.001448-0.8773050.3975X40.0361790.1035590.3493560.7329RESID(-1)0.5182520.3031241.7097030.1130R-squared0.195877 Mean dependent var-5.91E-15Adjusted R-squared-0.139175 S.D. dependent var0.626021S.E. of regression0.668165 Akaike info criterion2.292640Sum squared resid5.357340 Schwarz criterion2.589430Log likelihood-14.63376 F-statistic0.584617Durbin-Watson stat1.761272 Prob(F-statistic)0.711867含1阶滞后残差项的辅助回归为t=-3.184664+0.063991X1+0.00040X2-0.001270X3+0.036179X4+0.518252t-1于是，LM=170.195877=3.33，该值不不小于明显性水平为5%，自由度为1的2分布的临界值20.05（1）=3.84，由此判断原模型不存在序列有关性。（3）多重共线性检查在OLS下，模型的R2与F值较大，但各参数估计值的t检查值较小，阐明各解释变量对Y的联合线性作用明显，但各解释变量间存在共线性而使得它们对Y的独立作用不能辨别，故变量X1,X2的t检查不明显。运用综合记录检查法发现模型存在严重多重共线性。X1X2X3X4X11-0.90522-0.89105-0.976195X2-0.9052210.987480.92058X3-0.891050.9874810.912465X4-0.976190.92050.912461分别作Y与X1,X2,X3,X4间的回归：Y=57.56322-1.345228X1 (27.00985) (-11.08985)R2=0.877685 F=122.9849 DW=0.394769 Y=24.66748+0.002441X2(35.9) (16.67445)R2= 0.945585 F= 278.0373 DW= 0.370007Y= 25.35101+ 0.007460X3(45.36551) (19.92189)R2= 0.961248 F= 396.8818 DW=0.482121Y= -7.173827+ 0.754356X4(-2.451318) (14.44228)R2= 0.928756 F= 208.5795 DW= 0.198668可见，变量X3国家财政用于农业的支出影响最大，因此选为初始回归模型。接着，我们运用逐渐回归进行多重共线性的修正： CX3X1X2X4R2DWY=f(X3)25.351010.0074600.9612480.482121t值45.3655119.92189Y=f(X3,X1)36.029680.005253-0.4654810.9830750.641818t值14.659659.328764-4.398191Y=f(X3,X2)25.197150.0061750.0004290.9619750.389251t值39.379332.5426910.535428Y=f(X3,X4)11.007380.0045940.3231360.9897771.246752t值4.9213619.4624666.470059根据上表，我们得出农村都市化水平函数应以Y=f(X3,X4)为最优，拟合成果如下：Y=11.00738+0.004594X3+0.323136X4三、结 论通过1990-影响国内农村都市化水平数据的实证分析，得到如下结论。(1)国内都市化水平与农村中初中及以上文化水平劳动力比率呈正有关关系。农村劳动力文化水平越高，阐明农民掌握的科学技术越多，并且接受新知识和新技术的能力也越强，对于改善其既有的农业经营方式具有增进作用。(2)国内都市化水平与国家财政用于农业的支出呈正有关关系。国家财政用于农业的支出越多，农村将有更富余的资金用于基本设施、农田水利、农机设备等方面的建设，有助于改善农民的生存环境、生产手段和生活方式。(3)国内都市化水平与城乡收入差距呈负有关关系。尽管城乡收入之间合适的差距有助于鼓励农村剩余劳动力走出农村，进入都市从事除农业以外的其她产业，从而融入都市生活。但是，过大的城乡收入差距会阻碍都市化的进程。(4)国内都市化水平与农业生产总值占GDP的比重呈负有关关系。由于国内农村在都市化进程中浮现了以牺牲农业为代价的趋势，随着着小城乡建设和乡镇公司的迅速发展，农村劳动力大量转移，为都市的工业、建筑业、服务业发明了更多的价值，从而导致农业总产值的比重下降。但在这个过程中并没有形成土地集中和规模经营，加之各级政府为支持乡镇公司的发展大量征地，使得诸多农业用地转化为非农用途，农用耕地骤减。而国内的基本国情是人多地少，特别是耕地缺少，据记录资料显示，国内共有耕地195亿亩，人均仅15亩，尚不及世界人均的13，在1957-不到50年的时间里，全国合计减少农用耕地约5亿亩，净减少约2亿亩 7l。耕地的减少导致农业生产总值占GDP的比重下降，这却是农村都市化发展的客观成果，因而两者呈现负有关关系。四、建 议通过本文的实证分析发现，国家财政用于农业的支出和农村中初中及以上文化水平劳动力比率对都市化水平影响较大，阐明了一方面要加大国家财政对于农业、农村、农民的支持来拉动都市化水平，另一方面要提高农村的教育水平及农民的素质来推动都市化进程。具体措施有如下几点。（一）提高农村劳动力的文化水平发展农村教育事业，提高农民文化素质，是提高都市化水平的最重要因素。核心在于创新农村教育管理体制和经费投入体制，走出农村教育经费短缺和机制陈旧的窘境，实现城乡教育统筹。各级政府要加大农村教育投入，减轻农民教育承当，增长公共教育经费，让农民不仅乐意接受教育，并且有能力接受教育。保证农村九年义务教育的实行，进一步开展职业技能教育，特别注重发展与农业生产、乡村工业相适应的初、中、高等职业教育，同步鼓励和引导大学毕业生回到农村创业，让农家子弟不仅有走出农村读大学的抱负，更有回到农村服务农民的愿望。建立健全农业技术推广体系，及时传递科学知识和技术信息，提高科技在农业增产、农民增收上的奉献率。（二）加大国家财政用于农业的支出增长政府对农业的投入，提高农民的生活水平，是提高都市化水平的重要因素。只有千方百计增长农民的人均纯收入，使城乡收入差距不断缩小，才干最后增进国内农村都市化的发展。政府要注重农业、农村的健康发展，鼓励各类投资主体对与农民增收有关的基本设施和生产、销售、服务等环节的投资，逐渐形成有助于农村经济发展的多元投资机制，发明良好的农业投资环境，尽量吸引多种渠道的资金投资于农业。加大对农业和农民的转移支付，合适发展农业的产业经济和规模经济，调节农村产业构造，挖掘农业内部增收潜力。国内目前最大的消费市场是农村市场，因而提高农民的生活水平有助于扩大内需，拉动经济，这又反过来增进了农村的都市化进程，形成良性循环。（三）加快劳动力转移、加速中型都市建设诸多研究表白小城乡已经不是农村劳动力转移的首选目的，那些文化限度稍高的农村青年劳动力更倾向于进入大中都市，这阐明目前规模过小、都市功能不完善的农村建制镇已经不能充足满足农村劳动力转移对都市的需求。因此，有条件地发展县城和中型都市更加符合农民的意愿，也许得到更好的成果。将具有发展潜力、基本条件较好、人口相对集中的中小城乡就地转变为中型都市，可以增进非农产业、劳动密集型产业的发展，加快劳动力的有效转移，鼓励中小公司的壮大，带动周边农村地区的经济发展，逐渐增长农民的非农收入，是提高都市化水平的有效途径。有助于减缓都市化进程中，由于人口大量涌入特大都市及其自身规模扩张而导致的对现存基本设施的压力以及都市环境质量下降等负面影响，也有助于缓和城乡矛盾，提高都市化水平。研究生计量经济学课程论文国内农村都市化影响因素分析专 业：农业经济管理小构成员：刘杰111069杨丽111070 齐芳111071