基于完美市場的工業化和城鎮化協調發展模型研究

一、工業化和城鎮化協調發展:從“實際問題”到“策略性”從人類發展史的角度來看，隨著經濟的發展和技術的進步，工業部門的就業和產值比例不斷增加，政府部門的就業和產值比例逐漸下降。產業結構的變化,一方面,使得人類進入工業化階段,另一方面,表現出農村人口向城鎮聚集。劉易斯的二元經濟理論把工業化和城鎮化緊密聯系起來。工業部門的快速發展,為農業部門生產率的提高準備了物質條件,使農業剩余勞動力轉移到工業部門成為可能,剩余勞動力的轉移無疑加速了城鎮化進程。對于中國而言,建國后經濟發展經歷了以1978年改革開放為分界點的兩個不同階段。在改革開放前,工業化取得了較大的成就,建立起了較為完善的工業體系,但是城鎮化發展較為緩慢,總體上滯后于工業化;改革開放后,隨著經濟的快速發展和多種限制條件的放松,人口流動也逐漸加快,城市化率大幅提高,1978年城市化率為17.9%,2011年城市化率達到51.3%,33年間提高了33.4個百分點,并有加速發展的態勢。有人認為改革開放后的城鎮化速度過快,應該減速,但是也有人認為1%左右的城鎮化速度是合適的。為了探尋分歧根源,我們有必要探討工業化和城鎮化的協調度,分析工業化和城鎮化是否協調,并進一步尋找中國工業化與城鎮化之間協調關系的形成機理,因為二者的協調發展不僅涉及到經濟的健康發展,而且涉及到中國經濟發展方式能否順利轉變。實際上,關于二者之間關系的討論,已經受到許多專家學者的關注。1960年代以前關于工業化與城鎮化關系研究主要集中在兩者的一致性及相互促進等幾個方面,但是1970年代以后,許多發展中國家的工業化與城鎮化聯系不再表現為同一進程,呈現出松散化趨勢,促使工業化與城鎮化關系研究更加多樣化、全面化,這是因為城鎮化除了受經濟結構變動影響外,還受到諸如未來收入、對就業的期望以及政府社會保障支出等多種因素的支配。由于不同專家學者在分析工業化和城鎮化時的視角不同,所得的結論和觀點也不盡相同。新經濟地理學和新增長理論把城鎮化看作是工業經濟發展的重要引擎,因為城鎮化可以促進要素更加順暢地流動,并致使產品市場范圍擴大。景普秋、張復明(2004)認為工業化與城鎮化協調發展的基礎在于專業化經濟與聚集經濟的存在,這一結論得到一些經驗數據的支持。Bruhart&Mathys(2008)利用歐盟產業方面數據分析聚集經濟效應,結果顯示:聚集經濟對經濟增長促進效應的彈性系數為13%,并且這種效應還對城鎮化進程有著明顯的促進作用。在國家層面上,聚集經濟促進經濟增長需要滿足一定的初始條件,一旦這些條件得到滿足,那么那些試圖阻礙聚集經濟增長效應的經濟發展政策是無效的(Bruhart&Sbergami,2009)。另外,分工及其外部性通過生產協作機制、結構匹配機制和循環累積機制促進了城市收益遞增(齊謳歌、趙勇、王滿倉,2012)。對工業化與城鎮化協調關系的測度主要有兩種方式:一是實際測算。這種方法是測度工業化和城鎮化協調發展的重要方法之一,由H·錢納里等人率先采用。他們通過構建數理分析模型,采用歷史數據計算相關系數來描述工業化和城鎮化的相關程度。二是經驗判斷。在這方面,保羅·貝洛克做出了重大貢獻。他以工業化與城鎮化存在相關關系為假設前提條件,依據經驗數據,判斷一個國家或區域的工業化和城鎮化間的協調發展水平(袁祖懷等,2011)。針對中國的實際情況,由于采取的測度方法和使用的數據不同,得出了不盡相同,乃至截然相反的結論。有的學者如呂政等人(2005)采取經驗判斷的方法,對中國“十五”時期工業化和城鎮化協調關系進行判斷,認為相對于工業化而言,城鎮化發展速度更快。袁海、周曉唯(2008)采用實際測算的方法,構建測算模型,使用“五普數據”,認為中國工業化和城鎮化的關系不但是協調的,而且二者的協調性呈現出不斷加強的趨勢。段祿峰,張沛使用工業化、城鎮化和非農化的數據,構建了測度工業化和城鎮化協調關系的指標體系,運用綜合模糊分析法,分析工業化與城鎮化協調關系,得出中國城鎮化總體水平滯后于工業化的結論。上述研究雖然所得結論不同,但是不同的分析視角,有助于我們更加深入和全面地把握、認識和理解這一問題。遺憾的是,這些研究僅就中國工業化和城鎮化之間的協調關系進行了初步分析,而沒有深入分析造成二者之間不協調或協調的機理和影響因素,為了彌補這一缺憾,本文在對中國工業化和城鎮化協調關系進行初步判斷之后,試圖構建一個理論分析框架,用以解釋工業化和城鎮化之間存在著協調發展的可能性,同時也指出了造成二者之間非協調發展的原因。二、中國工業化與城市化協調發展的發展趨勢(一)非農產業、服務業兩領域經濟增長的比例1965年錢納里對90個國家和地區的工業化和城鎮化數據進行分析后得出了一個結論:隨著人均產出的不斷提升,工業化的演進將會誘發產業結構的變動,并帶動城鎮化率的提高。由于城鎮化的過程實際上就是勞動力就業非農化的過程,因此,可以從產業結構和就業結構兩個視角來分析中國工業化與城鎮化關系變動趨勢(見表1)。由表1發現,改革開放以來,從產業結構的變動來看,中國工業產值比重出現了一定程度的下降。按照可比價格計算,2010年工業增加值占GDP的比重比1980年下降了1.4個百分點。非農產業比重上升了21.2個百分點,應該是建筑業和服務業的快速發展所作出的貢獻。與工業化速度逐漸放緩形成鮮明對比的是,城鎮化率增速較快,30年間提高了30.29個百分點。這說明在此期間中國城鎮化的促進力量主要源自于建筑業和服務業,工業部門對城鎮化的拉動作用在逐漸降低。從就業角度來看,1980年到2010年,工業就業比重由18.2%上升到28.7%,上升了10.5個百分點,非農產業的就業比重由31.3%上升到63.3%,上升了32個百分點,而城鎮化率大約上升了30個百分點。這說明工業就業比重的變化與城鎮化率的變化存在著一定的正相關性,當然與非農產業部門中的建筑業和服務業就業比重的上升也有著較強的相關性。另外,從就業和產業結構兩個角度還可以計算出工業化與城鎮化的偏離度(見圖1)。從就業角度計算二者偏離度的公式為:(非農就業比重-城鎮化率)/非農就業比重;從產業結構角度計算二者偏離度的公式為:(非農產業增加值占GDP比重-城鎮化率)/非農產業增加值占GDP比重。總體上來看,工業化與城鎮化的偏離度還是呈現出下降趨勢(見圖1)。(二)中國工業化與城市化的協調度分析1.建立指標體系2.各年度協調度的測算結果采取模糊隸屬度綜合評價法測量城鎮化和工業化之間的協調度。模糊綜合評價法是一種基于模糊數學的綜合評價方法。該綜合評價法根據模糊數學的隸屬度理論把定性評價轉化為定量評價,即用模糊數學對受到多種因素制約的事物或對象做出一個總體的評價。評價步驟為:首先,設置評價對象。例如城鎮化與工業化協調關系;第二,設置評價指標體系或評價因素集,其因素集Ui={u1,u2,u3…un};第三,設置評價等級集,評價等級集Vj={v1,v2,v3…vm};第四,根據因素集Ui,確定該評判對象對應評價等級Vj的隸屬度為Rij,進而得到模糊矩陣R=(Rij)m×n;最后得出模糊評價結果(協調度)B,B=A×R,其中A為各級指標的權重。對有關數據進行處理后,將中國城鎮化和工業化協調度折算在[0,1]的區間,其中最大值1和最小值0都是極限狀態。由于城鎮化和工業化協調度并無一個統一的標準,所以我們將最大值1定義為非常協調,最小值0定義為完全不協調,并在[0,1]區間內分為五等分,公差是0.2,我們給予城鎮化和工業化協調度參照的標準值見表3。本文采用的數據來自歷年的《中國統計年鑒》、《新中國六十年統計資料匯編》、2009年《中國農村住戶調查年鑒》、世界銀行、住房和城鄉建設部部、工業和信息化部、民政部等網站的統計數據以及相關研究。考慮到數據的可得性以及可比性,本文以1978年為基年,缺失數據通過建立回歸方程,運用已有的數據進行估計填充。詳細的測算方法,可以參閱魏婕,任保平(2012)的思路。測算的各年中國城鎮化和工業化協調度見表4。從表4中可以發現,中國工業化和城鎮化之間的協調度總體較低,只有2010年和2011年達到了基本協調層級,其余各年均處在不甚協調層級。雖然中國工業化和城鎮化之間的偏離度呈現出逐漸下降的趨勢,但是工業部門內部的協調性和城鎮化質量的提升對二者之間的協調性也會有一定程度的正向影響,在二者的綜合作用下,使得中國工業化和城鎮化之間的協調度呈現出逐步上升態勢。三、城鎮化和工業化發展狀態的時空耦合工業化與城鎮化協調發展是工業化過程與城鎮化過程相互依存、相互促進、共同演進的過程,二者之間存在著內在邏輯關系。一方面,工業化的過程表現為經濟活動的集聚過程,這種集聚過程必然引起人口向城鎮集中,為城鎮化提供了動力源泉;另一方面,城鎮又以較為完善的基礎設施、便捷的交易平臺,降低工業經濟運行的成本,為工業企業創造外部經濟,加速工業化進程。工業化與城鎮化的協同共進,能夠促進整個社會經濟系統功能的大幅度改善,進而實現工業化和城鎮化協調發展過程中總成本最小化。工業化與城鎮化協調發展系數用r表示。在工業化與城鎮化協調發展過程中,可以用Xij表示城鎮化(i=1)或工業化(i=2)在j階段末所處的位置,在初始位置上城鎮化和工業化狀態分別為X10=a和X20=b。從人類發展歷史看,城鎮化和工業化之間的關系首先是工業化誘導城鎮化,而后城鎮化又反作用于工業化。因此,假設在初始位置上城鎮化發展狀態一般低于工業化發展狀態(a<b)是合理的。假設城鎮化向工業化發展狀態趨近的情況下的協調發展系數為r1,用來刻畫工業化帶動城鎮化發展;再假設工業化向城鎮化發展狀態趨近的情況下的協調發展系數為r2,用來刻畫城鎮化促進工業化發展。一方面,在工業化帶動城鎮化的發展過程中,城鎮化主動地適應工業化發展水平,力爭與工業化的發展狀態相匹配,協調發展系數表現為r1<r2。另一方面,在城鎮化促進工業化的發展過程中,工業化主動地適應城鎮化發展水平,力爭與城鎮化的發展狀態相匹配,協調發展系數表現為r1>r2。一般情況下我們可以假定0<r1+r2≤1。在經濟社會發展過程中,工業化與城鎮化的發展往往會存在著不協調、不統一的現象。如果以工業化水平作為參照系,則可以把城市化水平超前或滯后,稱之為城鎮化偏離;如果以城鎮化水平作為參照系,則可以把工業化水平超前或滯后,稱之為工業化偏離。二者出現偏離會產生兩種成本:其一,城鎮化和工業化之間雖然存在著內在的邏輯關系,但是二者的演進都有各自的發展路徑,因此,二者之間往往會存在著摩擦成本;其二,為了消除二者之間的不協調,需要投入一定量的人力、物力和時間,即協調成本。這些成本的存在及其大小,影響了工業化和城鎮化之間的協調關系。我們仿照謝康等人(2012)提出的思路,先回避市場的不完美性,以構建完美市場條件下工業化與城鎮化協調發展理論模型作為參照系,再考慮存在著摩擦成本和協調成本條件下的工業化與城鎮化協調發展理論模型,最后比較兩個模型,說明工業化和城鎮化之間產生不協調的機理。(一)第n輪相互作用后的文化遺產在完美市場條件下,工業化與城鎮化的發展過程均不存在外部性,因此不存在摩擦成本和協調成本,二者之間協調發展的目標是可以實現的。假設工業化與城鎮化發展初始狀態分別為X10和X20,二者在經過第一次相互作用(協調發展)后,位置分別變化為X11和X21,……,經過n輪相互作用后,發展狀態分別為X1n和X2n。對于工業化帶動城鎮化協調發展路徑(r1<r2),則經過第n輪相互作用后城鎮化和工業化的發展狀態分別為:(1)和(2)表明,工業化和城鎮化協調發展既是一個過程,也是一種過程狀態,在完美市場條件下,工業化(城鎮化)和城鎮化(工業化)每一次相互作用后的變化量分別為r1(X2n-1-X1n-1)和r2(X1n-1-X2n-1)。其中,協調發展系數反映協調發展的過程,位置之間的差距反映協調發展的過程狀態。如果我們能夠證明:那么二者之間協調發展的目標就能實現。可以改寫為:解An,可以證明:同理可證,通過城鎮化促進工業化實現二者的協調發展的目標也是可以達到的。(二)交易成本的影響由于工業化和城鎮化都有自身的發展規律,二者既有互動,也有相互制約因素,因此,在不完美市場條件下它們各自的發展均會存在著外部性,使得二者之間產生某些摩擦成本。假設工業化與城鎮化的偏離(不協調)程度X1n-X2n與摩擦成本以及為抵消摩擦成本而產生的協調成本正相關。摩擦成本和協調成本屬于社會交易成本范疇。由于上一期協調度的偏離程度會影響下一期期的協調度,因此,可以假設第n階段工業化面臨的帶動城鎮化的交易成本為CAn=kAX1n-1-X2n-1,kA>0為交易成本系數;城鎮化促進工業化的的交易成本為CBn=kBX1n-1-X2n-1,kB>0為交易成本系數。則交易成本(包括摩擦成本和協調成本)對工業化進程構成的沖擊可表示為:由于前面假設信息化與工業化狀態的初始值關系為a<b,因此有:同理,對于信息化有以下方程:此時,雖然二者的協調發展受交易成本的影響,但只要在交易成本不是太高的情況下,依然成立。這樣,通過持續不斷的多輪磨合過程,工業化與城鎮化仍然可能最終實現協調。不完美市場條件下的工業化與城鎮化的協調發展與完美市場條件下的協調發展路徑相比:這也就意味著,在不完美市場條件下工業化與城鎮化協調發展所需的時間與完美市場條件相比會更長,成本也會更高。運用這一結論,我們可以解釋中國工業化與城市化之間協調發展程度較低的現象。中國工業和城市發展均有著各自的獨特的發展道路,工業的發展受到國家產業政策的影響要大一些,而城市化進程受到戶籍和社會保障等制度的影響要大一些。工業的快速發展會加大對勞動力的需求,此時,如果城市化進程緩慢或戶籍等制度不能及時放開,工業發展就會因無法獲得足夠的勞動力而受到影響;反之,如果城市化速度較快,而工業化發展緩慢,無法創造足夠的就業崗位,就會使得城市出現犯罪率上升、貧困現象加重等問題,進而影響城市化質量。四、柯布-菲爾德生產函數模型為了深入分析影響中國工業化和城市化協調發展的因素,并運用中國1978-2010年數據考察這些因素在多大程度上影響中國工業化和城市化協調發展,把影響因素看作是投入要素,把中國工業化和城市化協調發展數值看作是產出,因此,可以構造一個柯布-道格拉斯生產函數,并以此設定計量經濟模型:(一)農業、工業和城市化發展狀況選取工業化與城鎮化協調度作為因變量Y,數據來源于本文第一部分的計算結果;選取影響中國工業化和城市化協調發展的因素分別是第三產業比重(x1)、社會保障支出(x2)、醫院病床數(x3)、工業化與城鎮化偏離程度(x4)、農業勞動生產率(x5)、流動人口數量(x6)。其中,第三產業的發展既能為工業發展提供必要生產性和生活性服務,又在一定程度上反映了城市對剩余勞動力的吸納能力,因此把第三產業比重作為重要影響因素之一;社會保障支出、醫院病床數則反映了城市化的質量和城市化的潛力;由于中國特殊的發展歷史,造成了工業化和城鎮化出現了一定程度的偏離,影響了二者之間的協調發展。農業勞動生產率的提高可以通過勞動力素質和生產資料質量的提升等兩條途徑實現,生產資料質量的提升主要得益于工業化的發展,比如生化技術的發展可以改良種子,機械技術的發展可以為農業生產提供更便捷的大型農業機械等。同時,農業勞動生產率的提升也會使農業部門釋放出更多的勞動力滿足工業化的需要;流動人口數量則反映了中國城市化的有關政策的變化,在改革開放以前,剛性的計劃經濟體制和相關的政策制約了勞動力的合理流動,隨著市場經濟體制的確立,勞動力流動成為經濟發展的重要動力源泉,但是戶籍制度的存在,則在很大程度上阻礙了這些勞動力成為市民,影響了城市化的進程。以上幾個因素的變化都會對中國工業化和城鎮化協調發展造成影響。上述指標的數據來自于各年的《中國統計年鑒》、世界銀行網站、國家統計局網站、經濟與信息化部網站等。(二)回歸后殘差的穩定性檢驗傳統上在進行時間序列回歸分析時,要求所用的序列必須是平穩的,即沒有隨機趨勢或不確定性趨勢,否則回歸的模型會出現“偽回歸”問題。一般而言,在進行回歸分析之前,先要對模型進行平穩性檢驗(ADF檢驗)和協整檢驗,目的是為了保證時間序列之間存在一個長期均衡關系,從而可以排除“偽回歸”出現的可能。先對因變量與自變量做平穩性檢驗。其檢驗結果如表5所示。要確認因變量LnY與自變量Lnx1、Lnx2、Lnx3、Lnx4、Lnx5和Lnx6之間是否存在長期的穩定趨勢,主要是通過檢驗模型回歸后的殘差是否是平穩的來了解。其檢驗結果如表6所示。由表6可知,在置信度5%的條件下殘差都能通過ADF檢驗,所以因變量LnY和自變量Lnx1、Lnx2、Lnx3、Lnx4、Lnx5和Lnx6之間存在協整關系。這表明時間序列LnY和Lnx1、Lnx2、Lnx3、Lnx4、Lnx5和Lnx6之間存在一個長期的趨勢,整個模型可以進行回歸分析,不存在“偽回歸”。(三)模型分析1.模型自相關性檢驗與多元回歸模型在此模型中擬合優度為0.975,接近1,解釋了總離差的97.5%,F統計量為170.612,因而回歸方程的總體顯著性水平較高,擬合得很好。但是模型DW統計量為1.268,處于dl=1.061<DW<dl=1.900,故該模型是否存在自相關性無法判斷。為判斷模型是否存在自相關性,在eviews6.0軟件中,通過B-G檢驗,檢驗結果如表7。在表7中Obs*R^2的統計量值為12.6980,伴隨概率為P=0.005<0.05,模型存在自相關,同時RE-SID(-1)的t統計量為0.850,伴隨概率為0.404>0.05,且RESID(-2)和RESID(-3)的伴隨概率均小于0.05,說明模型存在二、三階自相關。由于自相關性的存在會導致模型參數估計值不具有最優性,且模型的統計檢驗將會失效,故對該模型不再進行最小二乘法回歸,而是采取廣義差分法迭代回歸,剔除模型中存在的自相關性。利用LnY對Lnx1、Lnx2、Lnx3、Lnx4、Lnx5和Lnx6做迭代回歸,估計結果如表8所示:表8中的結果是通過8次迭代回歸得到的。表中AR(2)和AR(3)的T檢驗及其伴隨概率也說明了模型存在二、三階自相關性。調整后模型的DW=2.040,處于du=1.900<DW<4-du=2.100,模型不存在一階自相關性,再進行B-G檢驗(LM(2)=2.301,P=0.3164),說明模型也不存在高階自相關性,因而模型消除了自相關性的影響。修正后的多元回歸模型為:此模型與LOS估計結果相比較,擬合優度R^2為0.987>0.975,F統計量205.668>170.612,說明回歸模型對觀測值的擬合程度有所提高,對變量的解釋性更強,可以解釋了總離差的98.7%,此時的方程能更能正確地反映第三產業比重、社會保障支出、醫院病床數、工業化與城鎮化偏離程度、農業勞動生產率和流動人口數量整體對工業化與城鎮化協調度的影響。同時各自變量的T檢驗均通過檢驗,且較之與LOS估計結果都有所提高,說明第三產業比重、社會保障支出、醫院病床數、工業化與城鎮化偏離程度、農業勞動生產率和流動人口數量整體與工業化與城鎮化協調度存在著顯著的線性關系。2.工業化與城鎮化協調度從回歸方程可以看出,α1=0.102,這說明在其他條件不變的情況下,隨著第三產業比重的增加,工業化與城鎮化協調度將同時增加。意味著第三產業比重每增加1%,工業化與城鎮化協調度將增加0.102個百分點。這種正相關關系是符合實際情況;α2=0.072這表示社會保障支出與工業化與城鎮化協調度之間存在正向的相關關系;α3=0.108α5=0.018和α6=0.043這表示在其他條件不變的情況下,隨著醫院病床數、農業勞動生產率和流動人口數量每增加1%,工業化與城鎮化協調度將分別增加0.108、0.018和0.043個百分點;α4=-0.010,說明工業化與城鎮化偏離程度與工業化與城鎮化協調度是呈負相關關系,這種負相關關系是符合實際情況。五、對促進工業化和城鎮化協調發展的作用本文試圖從理論角度系統地揭示中國工業化和城鎮化協調發展過程中相互作用機制和所蘊含的深層次規律,并運用實證方法分析了各影響因素對二者協調發展的作用。研究發現:1978~2010