城鎮(zhèn)化水平精選(九篇)

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第1篇：城鎮(zhèn)化水平范文

2013年四川城鎮(zhèn)化率增幅位列全國第三

2013年四川各地繼續(xù)認真貫徹執(zhí)行省委、省政府加快推進全省新型城鎮(zhèn)化的重大決策，城鎮(zhèn)化工作取得明顯成效，全省城鎮(zhèn)人口規(guī)模繼續(xù)擴大，城鎮(zhèn)化水平和質量穩(wěn)步提高。2013年末四川常住人口8107萬人，其中，城鎮(zhèn)人口達3640萬人，城鎮(zhèn)化率為44.90%，較2012年提高1.37個百分點，增幅比全國的1.16%高0.21個百分點，列全國第3位，比2012年在全國的增幅上升1位，僅低于貴州（增1.42%）、甘肅（增1.38%）。城鎮(zhèn)化水平居全國第24位，比上年上升2位。在西部位次也由2012年第8位上升到第6位。作為人口大省的四川來講，在前兩年城鎮(zhèn)化率快速提高的基礎上，2013年城鎮(zhèn)化水平繼續(xù)穩(wěn)步推進，取得明顯成效。

三大原因影響城鎮(zhèn)化增幅

2013年四川城鎮(zhèn)化水平提升速度雖超過全國，居各省前列，但與2012年增幅相比有所趨緩，與計劃完成目標相比也有一定差距，其主要原因有三：

“非農”人口增長減緩。2013年四川“非農”比例較2012年僅增長0.86個百分點。由此導致2013年城鎮(zhèn)化率增幅比2012年下降約0.11個百分點；

人口流動速度減緩。全省鄉(xiāng)村流入城鎮(zhèn)半年以上人口占調查人口總數(shù)的比例為13.66%，比2012年下降4.29個百分點，而全國僅下降2.04%，四川降幅比全國高2.25個百分點。流入城鎮(zhèn)人口減少，致使城鎮(zhèn)化率增幅減少約0.22個百分點；

“村”改“居”人口減少。2013年全省“村”改“居”人口66.90萬人，較2012年減少6.79萬人。

第2篇：城鎮(zhèn)化水平范文

關鍵詞：新型城鎮(zhèn)化水平；賦權方法；DEA交叉評價;河南省

中圖分類號：P291．1文獻標識碼：A文章編號：0439－8114（2014）08－1959-06

New Urbanization Level Based on DEA Cross Evaluation

――Taking Henan Province as an Example

QIN Qing

（School of Mathematics and Statistics， Henan University of Science and Technology， Luoyang 471023， Henan，China）

Abstract: An evaluation index system of new urbanization level was constructed based on deeper analyse of connotation of urbanization. Suitable weighting methods were selected. The DEA cross evaluation method was creatively used to solve weighting problem. 17 prefecture level cities of Henan province were chosen to evaluate their new urbanization level in 2011. Through correlation analysis， the quantity and quality of urbanization being in unsynchronized state was found. A negative correlation between economy success and resource excessive consumption and environment pollution was figured out.

Key words: new urbanization level; weighting method; DEA cross evaluation; Henan province

在中國當前經濟轉型和增長放緩的大背景下，投資和出口作為經濟增長的傳統(tǒng)引擎已逐漸失速，社會各界開始對城鎮(zhèn)化寄予厚望，將之視為推動未來經濟增長的持久動力與擴大內需的最大潛力。但經過多年趕超式發(fā)展，傳統(tǒng)的數(shù)量擴張型的城鎮(zhèn)化模式已暴露出諸多問題，重“量”不重“質”現(xiàn)象日益突出，城鎮(zhèn)化模式也亟待轉型。2012年12月中央經濟工作會議提出，“著力提高城鎮(zhèn)化質量，走集約、智能、綠色、低碳的新型城鎮(zhèn)化道路”。

新型城鎮(zhèn)化重在提高質量。中國的城鎮(zhèn)化自改革開放以來一直保持較快的速度擴張，城鎮(zhèn)人口占總人口比重以年均1%的速度增長，遠超0.2%的世界平均水平，但現(xiàn)階段6億城鎮(zhèn)人口中有近2億人未享受到市民待遇［1］，城鎮(zhèn)建設“攤大餅”、高消耗、高污染的現(xiàn)象也很嚴重，說明城鎮(zhèn)化的質量不高。為了促進城鎮(zhèn)化質量提升，將“新型”二字落到實處，現(xiàn)行的城鎮(zhèn)化水平測評體系應作出相應調整，應加大質量因素的考評力度，將量、質并舉作為新型城鎮(zhèn)化的基本訴求，在此基礎上方能客觀測定各地的新型城鎮(zhèn)化水平，使各地明確差距和改進方向，為制定新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略決策提供參考依據(jù)。

1新型城鎮(zhèn)化水平評價指標體系

中國官方目前使用的城鎮(zhèn)化水平測評指標是人口城鎮(zhèn)化率，即城鎮(zhèn)常住人口占總人口比重，這也是國際通用指標，但因中國的人口統(tǒng)計機制尚不夠完善，該指標在中國的實際應用價值大打折扣。首先，城鎮(zhèn)人口的統(tǒng)計口徑變化頻繁，1982年以來的四次人口普查使用了四種不同的城鎮(zhèn)人口口徑［2］，由不同口徑得出的人口城鎮(zhèn)化率幾乎不具可比性；其次，10年一次的人口普查方能獲得準確的常住人口數(shù)據(jù)，其余年份需根據(jù)抽樣調查進行推算，從各省市公布的數(shù)據(jù)看，典型做法是以普查年的人口城鎮(zhèn)化率為初值，按線性或分段線性增長方式向后遞推［3］，這種做法是否科學顯然成疑，損害了非普查年數(shù)據(jù)的應用價值。

更重要的是，用單一的人口城鎮(zhèn)化率來反映城鎮(zhèn)化水平在理論上有失偏頗。城鎮(zhèn)化是人口向城鎮(zhèn)聚集以及城鎮(zhèn)不斷發(fā)展完善的過程，人口城鎮(zhèn)化率反映人口的聚集程度，是城鎮(zhèn)化最主要的數(shù)量特征；但人口聚集在城鎮(zhèn)后，城鎮(zhèn)滿足居民生產、生活、生態(tài)需求的優(yōu)劣程度，是城鎮(zhèn)化的質量所在，人口城鎮(zhèn)化率無法涵蓋這方面的內容。當然，通常情況下人口向城鎮(zhèn)聚集的程度與城鎮(zhèn)滿足居民需求的程度高度正相關，此時用人口城鎮(zhèn)化率反映城鎮(zhèn)化水平尚屬合理；但在中國，長期存在的城鄉(xiāng)分割制度導致獨特的“半城鎮(zhèn)化”現(xiàn)象，近2億農民工長期在城鎮(zhèn)工作生活，屬于城鎮(zhèn)常住人口，但又沒有城鎮(zhèn)戶口，不能與戶籍居民享受均等化的公共福利；這說明中國城鎮(zhèn)化的“量”與“質”嚴重脫節(jié)，靠單一的人口城鎮(zhèn)化率指標已不足以反映城鎮(zhèn)化的真實水平。為了反映新型城鎮(zhèn)化的量、質并舉，必須構建指標體系，從數(shù)量和質量兩個維度全面考察新型城鎮(zhèn)化的水平高低。

對于新型城鎮(zhèn)化的數(shù)量水平，仍可用人口城鎮(zhèn)化率表示，測度人口向城鎮(zhèn)聚集的程度；伴隨著人口聚集，在城鎮(zhèn)的地域范圍內會發(fā)生一系列經濟社會的變化過程，可概括為土地城鎮(zhèn)化、經濟城鎮(zhèn)化、社會城鎮(zhèn)化［4］和綠色城鎮(zhèn)化，它們的水平和效率反映了城鎮(zhèn)化質量，因此新型城鎮(zhèn)化的質量水平可定義為上述四方面的綜合值。

其中，土地城鎮(zhèn)化是伴隨著人口聚集所發(fā)生的城鎮(zhèn)面積擴大、農用地或未利用地轉變?yōu)槌擎?zhèn)建設用地的過程，土地性質和利用方式改變使得單位面積土地能夠承載更多的人口和經濟總量；經濟城鎮(zhèn)化是經濟關系、經濟活動在地理上聚集的過程，經濟聚集能夠推動產出增長和經濟結構優(yōu)化升級，提升經濟總量，促進第三產業(yè)的產值和就業(yè)比重上升；社會城鎮(zhèn)化是居民共享城市文明，在生活方式、行為習慣、社會組織關系乃至精神與價值觀念上發(fā)生相應改變的過程；綠色城鎮(zhèn)化是城鎮(zhèn)建設擺脫傳統(tǒng)的高消耗、高排放、低效率發(fā)展模式，走節(jié)約集約利用資源、保護生態(tài)環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展之路的過程， 新型城鎮(zhèn)化之所以為“新”，一個重要特點就是追求綠色，強調“把生態(tài)文明理念和原則全面融入城鎮(zhèn)化全過程”。

進一步地，本研究構造出了如表1所示的新型城鎮(zhèn)化水平評價指標體系。

這是個多層次指標體系，新型城鎮(zhèn)化水平首先被分解為數(shù)量水平和質量水平，數(shù)量水平A直接對應人口城鎮(zhèn)化率這一末級指標，質量水平B則因內涵豐富被進一步分解為土地城鎮(zhèn)化等四個方面，各方面根據(jù)具體情況又有相應劃分，最終指標體系落實為37個末級指標。

其中，社會城鎮(zhèn)化B3的分解較為復雜，因其概念寬泛，本研究嘗試從社會的基本組成細胞――人的角度入手，新型城鎮(zhèn)化是以人為核心的城鎮(zhèn)化，強調以民生改善為根本目的，而現(xiàn)階段民生建設的主要內容是基本公共服務，因此本研究將社會城鎮(zhèn)化水平具體化為基本公共服務水平?？紤]到數(shù)據(jù)可得性，本研究僅分析市政基礎設施、社會保障、教育醫(yī)療、電信基礎設施這四類基本公共服務，共包含17個末級指標。

在擇定指標體系的末級指標時，考慮到不同地區(qū)城鎮(zhèn)規(guī)模不同，若直接用總量指標去對比和評價意義不大，故本研究一律使用了相對指標或平均指標，并規(guī)定人均指標應為常住人口的平均。其中人均GDP2005年起已由官方修正為常住人口口徑，但人均的基本公共服務指標通常仍按戶籍人口計算，如每千人衛(wèi)生機構床位數(shù)等，這反映了地方政府按戶籍人口決定公共服務供給的傳統(tǒng)做法，但事實上戶籍人口與常住的非戶籍人口都需要并實際使用這些公共服務，因此按戶籍人口決定的供給與按常住人口決定的需求經常不匹配，易導致歧視性供給，不符合國家提出的基本公共服務均等化要求。為了適應基本公共服務由戶籍人口向常住人口全覆蓋的政策導向，計算人均指標時應以常住人口作為分母。

2基于DEA交叉評價的指標體系賦權方法

表1中的指標體系將新型城鎮(zhèn)化水平層層分解為可以計算的各級指標，每一級指標得分應為下一級指標的加權和或加權積。為了強調新型城鎮(zhèn)化的量質并舉，本研究將零級指標新型城鎮(zhèn)化水平定義為數(shù)量水平與質量水平的幾何平均，其他一至三級指標則仍用加權和的方式求取，選擇合適的賦權方法是關鍵。

目前常用的主觀和客觀賦權法中，主觀賦權法倚重評價者的知識、經驗和價值導向，對各指標的相對重要性做出主觀判斷，如層次分析法等；客觀賦權法關注實際數(shù)據(jù)，基于指標提供的信息量大小確定權重，由于信息量通常被理解為指標的波動性或方差，方差大的指標通常會得到較大權重，如主成分分析法等。由于兩類賦權方法各具特色，本研究將用它們解決指標體系中不同層次指標的賦權問題。二、三級指標的權重可用主觀方法判定，強調指標的政策含義，用權重大小反映政府的價值取向；對末級指標可用客觀賦權，但新穎之處在于將自評和他評兩種角度融合在一起，借助運籌學中的DEA交叉評價模型解決賦權問題。

2.1DEA交叉評價模型

DEA（Data Envelopment Analysis）即數(shù)據(jù)包絡分析法，是運籌學家Charnes、Cooper、Rhode 于1978年提出的效率評價方法，用于評價多投入、多產出的復雜系統(tǒng)的綜合效率。

設有個同類生產系統(tǒng)，均使用r種投入生產s種產出。記系統(tǒng)i（i=1，2，…n）的投入向量為Xi=（xi1，xi2，…，xir），產出向量為Yi=（yi1，yi2，…，yis）T，則系統(tǒng)i的效率Ei被定義為產出的加權和uTiYi除以投入的加權和vTiXi，其中權重向量ui=（ui1，ui2，…，uir）T和vi=（vi1，vi2，…，vis）T由以下模型內生決定，這就是著名的CCR模型：

■Ei=uTiYi/vTixi

s.t.uTiYj/vTixi /uTiXj≤1j=1，2，…，n （1）

ui≥0，vi≥0

CCR模型的特點是用最有利于系統(tǒng)的權重計算其效率（需滿足兩個一般性約束條件：權重非負；所有被評者用此權重計算出的效率值不超過1）：為使效率評價值達到最大，系統(tǒng)表現(xiàn)較好的指標會得到較大權重，表現(xiàn)不好的指標會得到較小的甚至是零權重。如此揚長避短，這樣的評價可稱為“自評”。

“自評”使每個被評者得以彰顯它在某些指標上的比較優(yōu)勢，具有合理性。尤其是評價經濟、社會系統(tǒng)的效率時，被評者通常是不同的城市或省份，它們類型相似，但資源稟賦、內部結構、比較優(yōu)勢會不盡相同；既然國家鼓勵差異化發(fā)展戰(zhàn)略，希望各地保持發(fā)展個性和獨特優(yōu)勢，則評價標準也應體現(xiàn)出差異性，應允許被評者通過權重表達自己的比較優(yōu)勢。當然，“自評”也有缺陷，那些表現(xiàn)不佳的指標被刻意忽略就有失公允，為了彌補這一缺陷， Sexton等［5］于1986年提出了DEA交叉評價，引入互評體系以減輕CCR模型單純依靠自評進行效率評價的弊端，將自評和他評融合在一起，評價結果更為客觀、全面。DEA交叉評價的做法如下：首先“自評”，每個被評者基于CCR模型求出最有利自己的權重，計算自身效率值；然后“他評”，每個被評者用最有利于自己的權重依次計算其他人的效率值；最后“平均”，將每個被評者所獲n-1個效率評價值的算術平均作為它最終的效率評分。效率評分必定在0～1之間，值越大說明效率越高。

2.2基于DEA交叉評價的末級指標賦權

末級指標是指標體系中位于最低層次的、擁有實際統(tǒng)計數(shù)據(jù)的指標。表1的37個末級指標除人口城鎮(zhèn)化率C1外，其他都是多對一關系，即多個末級指標屬于同一個上級指標，如經濟城鎮(zhèn)化B2分解為5個末級指標C6~C10。本研究將借助DEA交叉評價模型同時解決這類末級指標的賦權與上一級指標的賦值問題。

考慮模型（1）的一個特例：設n個同類生產系統(tǒng)均以一單位投入（可以是單種投入，也可以是一單位投入組合）生產多種產出，則模型（1）退化為：

■Ei=uTi■

s.t.uTi■j≤1j=1，2，…，n （2）

ui≥0

此時系統(tǒng)i的效率評價值Ei等于它的各項產出■i的加權和；由于投入項被標準化為常數(shù)1，這里的產出項應為相對指標或平均指標，如人口密度、人均GDP等；為符合DEA模型“產出項越大越好”的要求［6］，還必須是正指標，對逆指標應取倒數(shù)做正向化處理。

下面以經濟城鎮(zhèn)化B2及其下屬的5個末級指標為例說明模型（2）的用法：將“經濟城鎮(zhèn)化”視為一個生產系統(tǒng)，以一單位虛擬投入產出5個末級指標；用模型（2）對該系統(tǒng)進行DEA交叉評價，獲得5個末級指標權重，求出系統(tǒng)最終的效率評分；由于該評分本質上是5個末級指標的加權和，因此可作為上一級指標――經濟城鎮(zhèn)化B2的得分。如此一來，即可同時解決B2的賦值與下屬5個末級指標的賦權問題。按照同樣的方法，指標體系中B1、B31～B34、B41～B43的賦值問題也得以解決。

2.3二、三級指標主觀賦權

除末級指標外，表1中的二、三級指標都是人為構造的抽象指標，不屬于現(xiàn)行統(tǒng)計體系，沒有現(xiàn)成的數(shù)據(jù)可用，因此很難用客觀方法賦權。在主觀判定這些指標的相對重要性時，應考慮城鎮(zhèn)化背負的政策含義，用權重大小來反映政府的價值取向。

首先，對質量水平B下屬的4個二級指標土地城鎮(zhèn)化、經濟城鎮(zhèn)化、社會城鎮(zhèn)化和綠色城鎮(zhèn)化，它們都是城鎮(zhèn)化不可或缺的部分，但不同時期的側重點應有所不同?，F(xiàn)期應改變片面追求經濟增長的傳統(tǒng)模式，更加重視民生改善與社會發(fā)展，走集約、智能、綠色、低碳之路，故社會城鎮(zhèn)化和綠色城鎮(zhèn)化更顯重要，應給予較高權重。

其次，在綠色城鎮(zhèn)化B4下屬的三級指標消耗、排放和治理中，消耗和排放是污染之源，治理只是亡羊補牢，若不從源頭上預防環(huán)境污染和生態(tài)破壞，靠先污染再治理不但效果不佳，經濟代價也極其高昂。因此消耗和排放更值得關注，應給予較高權重。

第三，在社會城鎮(zhèn)化B3下屬的4個三級指標中，市政基礎設施B31主要反映城鎮(zhèn)居民的出行和生活環(huán)境，顯然流動人口數(shù)量對此類環(huán)境有顯著影響，但因數(shù)據(jù)缺失，測算B31的分值時未能將流動人口納入其中考慮，使指標反映現(xiàn)實的能力受損，應適當調低B31權重以避免現(xiàn)實與指標間的更大差距。類似地，電信基礎設施B34本應反映城鎮(zhèn)的電信基礎設施供給水平，但反映供給的指標如寬帶接入端口數(shù)、光纜線路長度等數(shù)據(jù)難以獲得，只能用互聯(lián)網用戶數(shù)等來反映實際消費的指標代替，降低了B34的應用價值，其權重也應適當降低。

綜上考慮，二、三級指標的權重分配如表1所示。

3新型城鎮(zhèn)化水平測度――以河南省為例

河南作為中國的人口大省和農業(yè)大省，城鎮(zhèn)化水平在全國一直處于較低層次。2012年河南人口城鎮(zhèn)化率僅為42.4%，不但是中部六省最低值，還低于全國平均10個百分點；城鎮(zhèn)內基礎設施、公共服務不完善的情況也較為突出，教育、衛(wèi)生、文化等公共服務建設欠賬較多；城鎮(zhèn)化水平低已成為制約河南“三化”協(xié)調發(fā)展的最突出矛盾。為了促進城鎮(zhèn)化水平提升，有必要對河南省城鎮(zhèn)化現(xiàn)狀做更清晰的數(shù)量刻畫，為此本研究擇出河南省17個地級市，定量測度其2011年的新型城鎮(zhèn)化水平，并借助相關分析探求城鎮(zhèn)化水平的各種影響因素，以期為政府決策提供有益的參考。

3.1指標說明與數(shù)據(jù)來源

新型城鎮(zhèn)化的數(shù)量水平即人口城鎮(zhèn)化率，由《河南統(tǒng)計年鑒2012》可直接查得；質量水平是城鎮(zhèn)（城區(qū)和鎮(zhèn)區(qū)）的發(fā)展質量，但城區(qū)和鎮(zhèn)區(qū)并非行政區(qū)劃，通常只是市、鎮(zhèn)行政區(qū)劃的一部分，由于中國官方以行政區(qū)劃為基本單元收集數(shù)據(jù)，因此城區(qū)和鎮(zhèn)區(qū)的數(shù)據(jù)不可得。此時不妨借鑒典型調查思想，從城區(qū)和鎮(zhèn)區(qū)擇出有代表性的典型地域，用典型地域的發(fā)展質量作為整體質量的近似值。能夠代表城區(qū)的典型地域是市轄區(qū)，它與城區(qū)概念接近（市轄區(qū)與城區(qū)概念不同，市轄區(qū)有時還包括個別鄉(xiāng)、鎮(zhèn)，但鄉(xiāng)鎮(zhèn)不屬于城區(qū)；市轄區(qū)不包括縣級市，但縣級市的部分地域屬于城區(qū)。因此市轄區(qū)和城區(qū)沒有包含或被包含的關系，但一般情況下二者的地理重合度較高），但屬于行政區(qū)劃，有官方數(shù)據(jù)來源，至于鎮(zhèn)區(qū)因數(shù)據(jù)太少暫無法分析，但考慮到鎮(zhèn)區(qū)與城區(qū)相比體量較小，且地方政府更為重視城區(qū)的輻射引領作用，因此本研究籠統(tǒng)地用市轄區(qū)作為城區(qū)和鎮(zhèn)區(qū)的代表。市轄區(qū)數(shù)據(jù)由《中國城市統(tǒng)計年鑒2012》可直接查得或經簡單計算而得。

3.2計算結果

基于表1的指標體系與DEA交叉評價模型，河南省17個地級市2011年的新型城鎮(zhèn)化水平測度值如表2所示。排名最前的5個地級市是鄭州、三門峽、焦作、洛陽、許昌，它們也是河南省內的較發(fā)達地區(qū)；排名最后的5個地級市是南陽、信陽、周口、駐馬店、商丘，它們都是傳統(tǒng)的農業(yè)大市，經濟發(fā)展相對落后。由此可見，新型城鎮(zhèn)化水平與一個地區(qū)的綜合實力正相關，如果用全市人均GDP作為地區(qū)綜合實力的表征，則二者的Spearman等級相關系數(shù)達到0.973；但是，人均GDP與城鎮(zhèn)化質量水平的等級相關系數(shù)只有0.721，意味著城鎮(zhèn)化質量的提升會滯后于GDP增長，同時也從側面說明GDP指標確有局限性，它以反映經濟增長數(shù)量見長，而對質量因素的反映不足。

在新型城鎮(zhèn)化水平的構成要素中，數(shù)量水平和質量水平的不同步狀態(tài)比較明顯，二者的等級相關系數(shù)只有0.518；另外，17個地級市質量水平的變異系數(shù)是0.102，數(shù)量水平的變異系數(shù)則達到0.207，說明各市在城鎮(zhèn)化質量方面的差異較小，遠不及外在的數(shù)量差異明顯，考慮到河南城鎮(zhèn)化在全國所處的較低位次，這事實上意味著省內所有城市的城鎮(zhèn)化發(fā)展質量都不高，都面臨提升質量的艱巨任務。

對17個城市的城鎮(zhèn)化質量水平的進一步分析發(fā)現(xiàn)，綠色城鎮(zhèn)化與經濟城鎮(zhèn)化之間是負相關關系，等級相關系數(shù)為-0.222；而綠色城鎮(zhèn)化與社會城鎮(zhèn)化也是負相關，相關系數(shù)-0.113，這說明城鎮(zhèn)的經濟社會發(fā)展是以資源能源的過度消耗和環(huán)境污染為代價的。應打破這種病態(tài)的關聯(lián)，用綠色的生產、生活和消費方式實現(xiàn)經濟、社會和生態(tài)的共同繁榮。

4結論與建議

中國當前的城鎮(zhèn)化發(fā)展模式正面臨轉型，從傳統(tǒng)的數(shù)量擴張轉向新型城鎮(zhèn)化的量、質并舉，與之對應，城鎮(zhèn)化水平監(jiān)測和評價體系也應有所調整，傳統(tǒng)的人口城鎮(zhèn)化率指標已不敷使用，必須構建新的指標體系，以全面反映新型城鎮(zhèn)化的數(shù)量和質量內涵。本研究在深入分析城鎮(zhèn)化內涵的基礎上，構建了新型城鎮(zhèn)化水平評價指標體系，并根據(jù)指標特點選擇了合適的賦權方法，創(chuàng)造性地把運籌學中的DEA交叉評價模型應用于解決賦權問題；繼而以河南省17個地級市為例展開實證研究，通過相關分析探尋新型城鎮(zhèn)化水平的各種影響因素，得到了一些有益的結論。

基于實證研究結果，本研究對河南的新型城鎮(zhèn)化提出如下建議：首先，在河南省整體經濟實力和財力較弱的情況下，全面提升城鎮(zhèn)化質量的難度較大，現(xiàn)階段仍應優(yōu)先提升人口城鎮(zhèn)化率，考慮到市轄區(qū)的人口容量有限，以小城鎮(zhèn)振興方式帶動農村人口轉移是更為現(xiàn)實的選擇。其次，河南作為中原糧倉，其環(huán)境保護狀況涉及到整個國家的食品安全，但經濟和綠色之間的負相關會迫使地方政府有所取舍，中央政府可考慮以轉移支付方式鼓勵地方政府重視城鎮(zhèn)化的綠色程度，或以推動產業(yè)結構優(yōu)化升級的方式打破經濟與環(huán)境的負相關，實現(xiàn)經濟、社會和生態(tài)的協(xié)調發(fā)展。

參考文獻：

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第3篇：城鎮(zhèn)化水平范文

關鍵詞：城鎮(zhèn)化 經濟增長 計量模型

改革開放以來，特別是國家實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以來，四川省經濟社會發(fā)展取得了巨大成就，城鄉(xiāng)面貌發(fā)生了顯著變化。但城鄉(xiāng)二元結構突出、初級階段特征更為明顯、 發(fā)展不足、發(fā)展水平不高仍然是四川最大的問題。四川要實現(xiàn)跨越式發(fā)展，工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、信息化無疑是最重要的三項工作，而城鎮(zhèn)化又是這三項工作有機結合的綜合體現(xiàn)。

四川省城鎮(zhèn)化現(xiàn)狀分析

城鎮(zhèn)化是一個歷史范疇，決定了其內涵也處在不斷發(fā)展變化中，至今尚無統(tǒng)一的概念。城鎮(zhèn)化的核心是人口就業(yè)結構、經濟產業(yè)結構的轉化過程和城鄉(xiāng)空間社區(qū)結構的變遷過程。城鎮(zhèn)化的本質特征主要體現(xiàn)在三個方面：一是農村人口在空間上的轉換；二是非農產業(yè)向城鎮(zhèn)聚集；三是農業(yè)勞動力向非農業(yè)勞動力轉移。城鎮(zhèn)化不僅是社會和經濟發(fā)展的必然產物，也是工業(yè)化和現(xiàn)代化發(fā)展的必然結果，其發(fā)展水平是衡量一個國家或地區(qū)經濟社會發(fā)展水平的重要標志之一。

截止2009年底，四川省總人口達到8984.7萬，其中農業(yè)人口6698.4萬，非農業(yè)人口為2286.3萬，城鎮(zhèn)人口比重達到38.7%，同期的全國城鎮(zhèn)人口比重為46.59%，低于全國平均城鎮(zhèn)人口的比重近8個百分點。2000年城鎮(zhèn)人口比重為26.7%，十年間城鎮(zhèn)人口比重上升了12個百分點，平均每年增加1.2個百分點，同期的全國的城鎮(zhèn)人口比重僅增加了10個百分點，由36.22%增加到46.59%，可以看出四川省城鎮(zhèn)化水平的增幅快于全國的平均水平。

參考張耕田教授（1998）和趙苑達教授（2003）已有成果，構建區(qū)域城鎮(zhèn)化指標體系，進行區(qū)域城鎮(zhèn)化水平對比，用PU代表區(qū)域人口城鎮(zhèn)化指標，IU代表區(qū)域產業(yè)城鎮(zhèn)化指標，PUA代表區(qū)域城鎮(zhèn)化人口比重，PUC代表全國城鎮(zhèn)人口的比重，PNA代表區(qū)域非農產業(yè)產值比重，PNC為全國非農產業(yè)產值的比重，NPA代表區(qū)域人均非農產業(yè)產值，NPC為全國人均非農產值，區(qū)域城鎮(zhèn)化綜合指標的展開式為：

（1）

利用式（1）計算的地區(qū)城鎮(zhèn)化綜合指標的分值，高于100分的，表明其城鎮(zhèn)化綜合水平高于全國平均水平；低于100分的，表明其城鎮(zhèn)化綜合水平低于全國平均水平。地區(qū)城鎮(zhèn)化綜合指標分值的比較可以反映出地區(qū)城鎮(zhèn)化綜合水平的差異程度。根據(jù)區(qū)域城鎮(zhèn)化綜合指標的展開式得到四川省城鎮(zhèn)化綜合水平分值，見表1。四川省城鎮(zhèn)化的綜合水平為75分左右，低于全國平均水平的20多個點的分值，與全國的平均水平相比，低于20多個分值，人口城鎮(zhèn)化水平指標分值與人均非農產業(yè)產值指標分值，分別低于全國平均水平10個分值。

四川省城鎮(zhèn)化進程分析

（一） 趨勢分析

官方統(tǒng)計資料上的城鎮(zhèn)人口一般只有城鎮(zhèn)戶籍的城鎮(zhèn)人口和建制鎮(zhèn)的人口，而不包括非建制鎮(zhèn)中已經脫離農業(yè)的人口，以及已經流入城鎮(zhèn)并實現(xiàn)了職業(yè)長期轉換的，但戶籍仍在農村的非農業(yè)人口。為了獲得連續(xù)的、具有可比性的、能真實反映城鎮(zhèn)化水平的數(shù)據(jù)，陳涌軍、徐強等（2002）把城鎮(zhèn)人口分為非農業(yè)人口和農業(yè)人口兩類。因此本文將城鎮(zhèn)化率定義為非農業(yè)人口在全部人口中的比重。

為了反映四川省城鎮(zhèn)化水平的變化趨勢，運用eviews5.0計量軟件通過HP濾波方法對四川省的城鎮(zhèn)化率進行濾波分析，以反映四川省的城鎮(zhèn)化的發(fā)展進程，對四川省城鎮(zhèn)化率變化的長期趨勢進行分析。由圖1可以看出四川省城鎮(zhèn)化率的序列變化與趨勢線基本上保持一致性，圍繞趨勢線的波動比較小。趨勢線在城鎮(zhèn)化率的序列線之上時，城鎮(zhèn)化率的序列會發(fā)生向上的周期性波動，隨著二者的趨近吻合，波動的幅度下降。改革開放后，四川省城鎮(zhèn)化率的變化經歷了三個階段。

（二）實證檢驗

為了實證檢驗四川省城鎮(zhèn)化進程，本部分將城鎮(zhèn)化率為被解釋變量，以四川省的人均GDP（gdp）為解釋變量，建立計量經濟模型，以反映四川省經濟發(fā)展對城鎮(zhèn)化進程的影響程度。多數(shù)研究成果表明，城鎮(zhèn)化與經濟增長之間呈非線性關系，且各地區(qū)的散點圖也表明城鎮(zhèn)化與經濟增長之間并非都符合對數(shù)關系式，因此本文建立回歸方程：

（2）

URBt為第t年的城鎮(zhèn)化率（被解釋變量），gdpt為第t年的人均GDP（解釋變量），β0為常數(shù)項，β1為解釋變量的回歸系數(shù)，反映了人均產值對提高城鎮(zhèn)化率水平的影響程度，μt為殘差項。對變量取自然對數(shù)是為了消除異方差性，將非線性關系轉化為線性關系。

平穩(wěn)性檢驗。為了避免偽回歸，在進行模型檢驗之前，首先對已經進行了對數(shù)處理的人均地區(qū)生產總值和城鎮(zhèn)化率的時間序列數(shù)據(jù)進行了平穩(wěn)性檢驗。檢驗方法為ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗結果顯示Ln（URBt）與Ln（gdpt）均為非平穩(wěn)系列；對兩個序列做一階差分，再進行ADF檢驗，均為一階單整序列即Ln（URBt）~I（1），Ln（gdpt）~I（1）。

協(xié)整模型。由于兩變量為一階單整序列，利用OLS方法對計量模型進行估計，以反映長期穩(wěn)定關系?；貧w結果如下：

（3）

檢驗殘差項是否平穩(wěn)，ADF檢驗的t統(tǒng)計量為-1.8711，小于顯著性水平10%時的臨界值（-1.6100），估計殘差序et為平穩(wěn)序列，即et~I（0），從而表明Ln（URBt）與Ln（gdpt）之間存在協(xié)整關系即CI（1，1）.經濟增長與城鎮(zhèn)化之間存在長期動態(tài)均衡關系。這種動態(tài)均衡關系說明改革開放以來四川省經濟增長和城鎮(zhèn)化之間呈現(xiàn)出一定的協(xié)調性。

由于DW=0.1483，殘差存在自相關性，根據(jù)殘差序列的自相關系數(shù)與偏自相關系數(shù)圖形，運用AR（2）模型來修正回歸方程的殘差序列的自相關性。估計結果如下：

（4）

殘差的序列相關性得以消除，從而保證模型估計的正確性。

誤差修正模型。協(xié)整關系只反映變量之間的長期均衡關系，為彌補長期靜態(tài)模型的不足，可通過短期動態(tài)模型反映短期偏離長期均衡的修正機制。建立城鎮(zhèn)化與經濟增長之間的誤差修正模型，得到：

（5）

估計結果如下：

（6）

估計結果表明，城鎮(zhèn)化率的變化不僅取決于經濟增長的變化，而且還取決于上一期經濟增長對均衡水平的偏離。誤差項et-1的估計系數(shù)為-0.0557，體現(xiàn)了對于偏離的修正。

脈沖分析。為反映城鎮(zhèn)化與經濟增長之間的動態(tài)關系，從而揭示作為內生變量的城鎮(zhèn)化率對于自身與經濟增長沖擊的反應，進行脈沖分析。

從圖2中可以看出：在左圖中，當在本期給城鎮(zhèn)化率一個正的沖擊后，城鎮(zhèn)化率開始上升，在第二期結束時達到最高點，城鎮(zhèn)化率對于平對自身的一個正沖擊開始有較強的反應 ，但從第3期后逐步下滑，效應不斷減弱，減弱效應不強，基本上保持穩(wěn)定的態(tài)勢。這表明城鎮(zhèn)化率受到自身的沖擊后，帶來正向的效應，而且這一沖擊具有較強的持續(xù)效應。在右圖中，在本期給經濟增長的一個正沖擊后，城鎮(zhèn)化率在前3期的反應比較微弱，從第4期開始，沖擊的正效應開始顯現(xiàn)，且不斷增加。說明對于經濟增長的某一沖擊，城鎮(zhèn)化率水平開始反應較弱，但效應逐步增強，直到明顯超過對其自身的反應。

總體來看，經濟增長對城鎮(zhèn)化水平的提高帶來較大的正面沖擊效應，經濟快速增長會引起城鎮(zhèn)化水平的迅速上升，而城鎮(zhèn)化對自身的作用強度不大 ，其沖擊對于城鎮(zhèn)化水平的提高具有一定的正面作用，但效應不明顯。

結論

綜上所述，本文根據(jù)1978～2009年的時間序列數(shù)據(jù)，利用濾波分析、協(xié)整檢驗、脈沖響應分析來揭示四川省在城鎮(zhèn)化進程中，經濟增長的作用，結果發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化率水平與經濟增長之間存在長期均衡關系， 城鎮(zhèn)化對經濟增長的正向沖擊的反應明顯強于其自身沖擊的反應，具體結論歸納如下：四川省城鎮(zhèn)化進程從改革開放以來，經歷了三個階段，呈現(xiàn)周期性的波動，但是不同時期波動的趨勢幅度有一定的差異性，但是總體上與時間趨勢保持一致性。

城鎮(zhèn)化水平與經濟增長之間存在長期的均衡關系，非平穩(wěn)序列城鎮(zhèn)化率水平Ln（URBt）與人均GDP水平Ln（gdpt）經過一階差分后變得平穩(wěn)，均為一階單整，兩者之間的線性組合為平穩(wěn)序列，存在協(xié)整關系。這種均衡關系說明，不存在城鎮(zhèn)化水平明顯滯后于經濟增長的現(xiàn)象。

從誤差修正模型來看，人均GDP短期內每變動1%，城鎮(zhèn)化水平將會同方向變動0.0485個百分點，這一系數(shù)較長期回歸系數(shù)要小的多，說明經濟增長對城鎮(zhèn)化水平長期影響更為顯著。短期內經濟增長的正效應還未充分顯現(xiàn)，所以不會立即引起城鎮(zhèn)化化水平的提高；但長期來看，經濟增長效應的顯現(xiàn)，引起農村人口向城市轉移、產業(yè)集聚、產業(yè)結構發(fā)生變動，從而提高城鎮(zhèn)化水平。

城鎮(zhèn)化對于對自身的一個正沖擊開始有較強反應，但效應不斷減弱，保持相對穩(wěn)定的態(tài)勢；城鎮(zhèn)化水平對人均GDP的沖擊開始反應較弱，但效應逐步增強，直到明顯超過對其自身的反應。從長期來看，經濟增長對促進城鎮(zhèn)化水平的提高正向拉動的影響時限更長，效率更高。

對于四川省而言，經濟增長對于城鎮(zhèn)化水平的提高的正沖擊作用還沒有充分顯現(xiàn)，隨著經濟增長的方式轉變以及輻射性的增強，其對于城鎮(zhèn)化水平提高的作用將會充分的凸顯。同時城鎮(zhèn)化作為經濟發(fā)展的重要內容，對經濟增長的作用也將增強。因此建立良性的經濟增長與城鎮(zhèn)化發(fā)展的機制對于加快四川省城鎮(zhèn)化水平的提高，縮小與全國平均水平的差距，將具有極其重要的作用。

參考文獻：

1.張耕田.關于建立城市化水平指標體系的探討[J].城市問題，1998.1

2.成德寧.城市化與經濟發(fā)展—理論模式與政策[M].科學出版社，2004

3.趙苑達.城市化與區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展[M].中國社會科學出版社，2003

4.高鐵梅.計量經濟學分析方法與建模-Eviews應用及實例[M].清華大學出版社，2006

第4篇：城鎮(zhèn)化水平范文

關鍵詞：GM（1，1）預測模型；長株潭城鎮(zhèn)化；精度檢驗

中圖分類號：F291.1 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）31-0049-03

一個地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平往往代表著當?shù)氐慕洕l(fā)展程度，代表著現(xiàn)代文明發(fā)展的總體趨勢，是社會現(xiàn)代化的重要標志。從本質上說，城鎮(zhèn)化是社會生產力變革所引起的人類生產、生活方式和居住方式轉變的過程，是傳統(tǒng)的鄉(xiāng)村社會向現(xiàn)代社會演變的自然歷史過程，其基本特征是隨著規(guī)模經濟和分工水平的演進，一定區(qū)域的農村人口不斷轉化為非農人口并不斷地向城市集中的過程。而且，長株潭地區(qū)是中國中部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平比較有代表性的區(qū)域，2013年的城鎮(zhèn)化水平在全國處于中上層次，在中部六省中總體水平發(fā)展較快，研究及測度其相應的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，將有助于為區(qū)域城鎮(zhèn)化水平的提高與質量的提升提供科學依據(jù)，對于湖南乃至中部地區(qū)城鎮(zhèn)化相對滯后的省區(qū)具有重要的示范意義。

一、灰色GM（1，1）模型的基本思想及模型建立

（一）數(shù)據(jù)的來源及處理

由于各學者對城鎮(zhèn)化的研究方式不一，對于城鎮(zhèn)化這一計算方法沒有特別統(tǒng)一的方法。在很多文獻里，很多學者以非農人口比重或城鎮(zhèn)人口占總人口的比重作為衡量地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展的標準，并常用定性估計及類比的方法對數(shù)據(jù)進行處理。學者結合研究地區(qū)的實際情況，依據(jù)不同的方法計算城鎮(zhèn)化水平，如人口比重法，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化關系法，比例換算法，綜合指標法以及多元計量模型法等。本文選取城鎮(zhèn)駐地人口（建成區(qū)）占總人口的比重作為測度長株潭地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的一種方案，且用于計算城鎮(zhèn)化水平的指標數(shù)據(jù)均來源于中國知網及湖南統(tǒng)計年鑒（見下頁表），在此城鎮(zhèn)化水平的計算公式為：

其中，UL為城鎮(zhèn)化水平；C為城鎮(zhèn)非農業(yè)人口占市域非農業(yè)總人口的比重 ；K為城鎮(zhèn)駐地人口中自理口糧人口和農業(yè)人口比重；Y為非農業(yè)人口比重。

（二）GM（1，1）模型的基本思想及模型建立

1.GM（1，1）模型的基本思想。在灰色GM（1，1）模型中，“G”表示灰色，“M”表示模型，括號里的前一個“1”表示一階方程，后一個“1”表示一個變量，故GM（1，1）是一個一階一變量的微分方程模型，且主要通過鑒別系統(tǒng)因素之間發(fā)展趨勢的相異程度，建立相應的微分方程模型，來預測數(shù)據(jù)的未來發(fā)展趨勢。

2.GM（1，1）模型的建立。設時間序列x（0） 有n個觀察值，，X（0） ={X（0） （1），X（0） （2），…，X（0） （n）}，通過累加生成新序列X（1） ={X（1） （1），X（1） （2），…，X（1） （n）}，則GM（1，1）模型相應的微分方程為：

根據(jù)以上步驟，計算得出：a=-0.0590，μ=0.2713，從而預測模型及折線圖（見下圖）：

X（1） （k+1）=4.8644e0.059k -4.5977

二、灰色GM（1，1）模型的精度z驗

灰色GM（1，1）模型有三種方式精度檢驗的方法，分別是殘差檢驗、關聯(lián)度檢驗、后驗差檢驗。為保證建模的質量與系統(tǒng)分析的正確結果，選取GM（1，1）精度檢驗中的殘差檢驗作為本文的精度檢驗。在相關的文獻中，諸多學者對精度檢驗這一問題進行了深度的探討，普遍認為殘差檢驗是合適的檢驗方法。下面運用殘差檢驗對已經建立的預測模型進行檢驗：

步驟一，計算由預測模型得到的還原值，其中預測值為：

（1） =（0.2676 0.5634 … 3.6774）

由于灰色預測的數(shù)據(jù)是通過生成數(shù)據(jù)的GM（1，1）模型所得到的預測值的逆處理結果，所以將數(shù)據(jù)還原處理，則預測的還原數(shù)據(jù)為：

（0） =（0.2676 0.2958 … 0.4742）

步驟二，將長株潭地區(qū)原始數(shù)據(jù)進行一次累加，已知原始數(shù)據(jù)為：

X（0） =（0.2676 0.2917 … 0.4658）

那么同理可得累加后的原始數(shù)據(jù)為：

X（1） =（0.2676 0.5593 … 3.6779）

步驟三，計算殘差。已知相對誤差是按精度需求主觀設定的，通常認為相對誤差不超過0.1，令絕對誤差和相對誤差分別為q（k）和e（k），則殘差檢驗如下所示：

q（k）=（0，0.0041，0.0025，0.0027，0.0025，0.0064，0.0151，

0.0096，0.0031，0.0084）

e（k）=（0，0.0139，0.0081，0.008，0.0073，0.0174，0.0367，

0.0222，0.0069，0.0181）

由于maxe（k）=0.0367，未超過0.1，故認為模型的精度較高，建立的預測模型可用于長株潭地區(qū)未來年份城鎮(zhèn)化水平的預測，具有一定的可行度。

三、基于灰色GM（1，1）模型的城鎮(zhèn)化水平預測分析

GM（1，1）模型是一種預測精度較高的預測模型，在沒有大的市場波動及政策變化前提下，該預測值是可信的。本文通過介紹并建立灰色GM（1，1）模型，將長株潭地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的指標數(shù)據(jù)代入，再對模型的精度進行檢驗，得到可信的預測結果。通過上述預測模型可知，未來五年長株潭地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平預測數(shù)據(jù)（見下表）。

下表說明，2014―2018年城鎮(zhèn)化水平有較大的提升，所得的數(shù)據(jù)呈單調遞增的趨勢。依照目前的發(fā)展狀況，可知2014―2018年城鎮(zhèn)化水平有較大的提升，預計2018年長株潭地區(qū)的就地城鎮(zhèn)化綜合水平將達到63.71%，與實際遞增的趨勢相符，有望進入高速發(fā)展階段。

四、小結

灰色GM（1，1）模型是灰色系統(tǒng)理論的重要部分，可對近期、短期、中長期的數(shù)據(jù)進行預測，其所需時間序列數(shù)據(jù)偏少、計算量小、預測精度較高、定量分析和定性分析的結果一致等優(yōu)點，成為許多學者樂于選擇的預測模型。通過介紹灰色GM（1，1）模型，建立長株潭地區(qū)城鎮(zhèn)化水平預測模型，并對模型的精度進行檢驗，得到預測結果。

參考文獻：

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[6] Shen Jianfa，Wong Kuanyiu，F(xiàn)eng Zhiqing.Dual-track Urbanization in a Transitional Economy：The Case of Pearl River Delta in South

第5篇：城鎮(zhèn)化水平范文

關鍵詞：人口城鎮(zhèn)化水平；勞動生產率；生產總值

中圖分類號：F29文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）09-0147-03

一、提出問題

一般認為，工業(yè)發(fā)展的拉力和農業(yè)發(fā)展推力是城鎮(zhèn)化的主要動力，城鎮(zhèn)化是在二者的雙重作用下完成的。拉力來自工業(yè)發(fā)展，從比較利益驅動的作用機制來看，隨著工業(yè)的持續(xù)發(fā)展，城鎮(zhèn)經濟發(fā)展水平不斷提高，城市鎮(zhèn)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(yè)發(fā)展，農村勞動力日益增長，農業(yè)生產率的提高及農業(yè)機械的使用，農業(yè)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(yè),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(yè)與農業(yè)發(fā)展是城鎮(zhèn)化的主要動力。城鎮(zhèn)化一直是三農研究中的重要問題，研究工業(yè)與農業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化影響的文章很多。夏春萍在《工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化的互動關系研究》指出城鎮(zhèn)化是伴隨工業(yè)化發(fā)展而產生并加速發(fā)展起來的，工業(yè)化發(fā)展能夠推動城鎮(zhèn)化進程。姜太碧在博士論文《城鎮(zhèn)化與農業(yè)可持續(xù)發(fā)展研究》中提出農業(yè)可持續(xù)發(fā)展有利于推進城鎮(zhèn)化進程，農業(yè)不可持續(xù)發(fā)展則阻礙城鎮(zhèn)化進程。已有的研究基本都承認了工業(yè)與農業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)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(yè)與農業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的影響進行量化，定量分析工業(yè)與農業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的影響。

二、實證研究

城鎮(zhèn)化的程度通常用人口城鎮(zhèn)化水平來表示，用城鎮(zhèn)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(zhèn)化水平為因變量。工業(yè)與農業(yè)發(fā)展在經濟運行中最重要的表現(xiàn)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(yè)與農業(yè)的生產總值與勞動生產率對人口城鎮(zhèn)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(yè)與農業(yè)生產總值增長對人口城鎮(zhèn)化水平的影響；第二，工業(yè)與農業(yè)勞動生產率提高對人口城鎮(zhèn)化水平的影響。

（一）樣本數(shù)據(jù)

本文使用的樣本數(shù)據(jù)為年度數(shù)據(jù)，樣本期間為1987―2008年，樣本容量為32。

（二）基本研究變量

（三）工業(yè)與農業(yè)發(fā)展對人口城鎮(zhèn)化水平的影響

1．工業(yè)與農業(yè)生產總值對人口城鎮(zhèn)化水平的影響。本文選用工業(yè)與農業(yè)生產總值代表工業(yè)與農業(yè)發(fā)展的總體情況。由于工業(yè)與農業(yè)生產總值的單位為億元，人口城鎮(zhèn)化水平為百分比。為了減小單位不統(tǒng)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(shù)。根據(jù)雙對數(shù)模型的性質，自變量的系數(shù)為自變量對因變量的彈性系數(shù)。

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(yōu)度為0.9095，說明方程的擬合程度良好。自變量都通過了系數(shù)的顯著性檢驗，為因變量的重要影響因素。根據(jù)估計系數(shù)的顯著性檢驗，農業(yè)生產總值的影響大于工業(yè)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(yè)生產總值單獨增加1個單位，那么人口城鎮(zhèn)化水平提高1.0374%；如果農業(yè)生產總值單獨增加1個單位，那么人口城鎮(zhèn)化水平降低1.1864 %。

2．工農業(yè)總產值之比對人口城鎮(zhèn)化水平的影響。城鎮(zhèn)化的主要動力來自工業(yè)的拉力與農業(yè)的推力，因此研究城鎮(zhèn)化的動力不能單獨地考慮工業(yè)總產值或者農業(yè)總產值，而是要考慮兩者的比例關系。因此，本文分析工農業(yè)生產總值之比對城鎮(zhèn)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(yōu)度為0.9631，說明自變量很好地解釋了因變量的變動。根據(jù)系數(shù)的顯著性檢驗，工農業(yè)總產值之比是人口城鎮(zhèn)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(yè)與農業(yè)勞動生產率對人口城鎮(zhèn)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(yè)勞動生產率提高，則工業(yè)生產對勞動力的需求就會減少，即城鎮(zhèn)就業(yè)機會減少，從而減小工業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的拉力；如果農業(yè)勞動生產率提高，則農業(yè)生產對勞動力的需求就會減少，從而增大農業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化的推力。因此，工業(yè)與農業(yè)勞動生產率是人口城鎮(zhèn)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(yè)與工業(yè)為兩個生產部門，城鎮(zhèn)人口從事工業(yè)生產，農村人口從事農業(yè)生產。因此，工業(yè)勞動生產率用城鎮(zhèn)人口平均工業(yè)產值代表；農業(yè)勞動生產率用農村人口平均農林牧漁產值代表。由于工業(yè)與農業(yè)勞動生產率的單位為元/人，人口城鎮(zhèn)化水平為百分比。為了減小單位不統(tǒng)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(shù)。

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(yōu)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(shù)的顯著性檢驗，為因變量的重要影響因素。根據(jù)T檢驗值，工業(yè)勞動生產率的影響大于農業(yè)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(yè)勞動生產率單獨增加1個單位，那么人口城鎮(zhèn)化水平提高2.1879%；如果工業(yè)勞動生產率單獨增加1個單位，那么人口城鎮(zhèn)化水平降低2.0553 %。

三、實證結果分析

（一）工業(yè)與農業(yè)發(fā)展對人口城鎮(zhèn)化水平的影響

1．工業(yè)與農業(yè)生產總值對人口城鎮(zhèn)化水平的影響。工業(yè)與農業(yè)生產總值的彈性系數(shù)符號符合理論預期。工業(yè)生產總值的彈性系數(shù)為正，是由于在其他條件不變的情況下，工業(yè)生產總值增加必然需要更多的勞動力，導致工業(yè)對城鎮(zhèn)化的拉力增大；農業(yè)生產總值的彈性系數(shù)為負，是由于在其他條件不變的情況下，農業(yè)生產總值增加必然需要更多的勞動力，導致農業(yè)對城鎮(zhèn)化的推力減小。農業(yè)生產總值的影響大于工業(yè)生產總值，說明農業(yè)發(fā)展的推力大于工業(yè)發(fā)展的拉力。

2．工農業(yè)總產值之比對人口城鎮(zhèn)化水平的影響。工農業(yè)總產值之比的彈性系數(shù)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(yè)生產總值增加，引起工農業(yè)總產值之比提高，導致人口城鎮(zhèn)化水平提高；農業(yè)生產總值增加，引起工農業(yè)總產值之比降低，導致人口城鎮(zhèn)化水平降低。但是，方程2沒有使用雙對數(shù)模型，更直接地反映人口城鎮(zhèn)化水平的變化情況。

（二）工業(yè)與農業(yè)勞動生產率對人口城鎮(zhèn)化水平的影響

1．方程3中的工業(yè)勞動生產率的彈性系數(shù)符號為負，正好與方程1中的工業(yè)生產總值的彈性系數(shù)相反。但是，兩者都是符合理論預期的。討論工業(yè)勞動生產率的彈性系數(shù)的時候是在工業(yè)生產總值不變的條件下，此時工業(yè)勞動生產率提高，必然會帶來工業(yè)對勞動力需求的減少，導致工業(yè)對城鎮(zhèn)化的拉力減小。因此，工業(yè)勞動生產率的彈性系數(shù)符號為負。

2．方程3中的農業(yè)勞動生產率的彈性系數(shù)符號為正，正好與方程1中的農業(yè)生產總值的彈性系數(shù)相反。但是，兩者都是符合理論預期的。討論農業(yè)勞動生產率的彈性系數(shù)的時候是在農業(yè)生產總值不變的條件下，此時農業(yè)勞動生產率提高，必然會帶來農業(yè)對勞動力需求的減少，導致農業(yè)對城鎮(zhèn)化的推力增大。因此，農業(yè)勞動生產率的彈性系數(shù)符號為正。

四、政策建議

1.把工農業(yè)總產值之比作為推進城鎮(zhèn)化的重要參考指標。城鎮(zhèn)化是一項復雜的、長期的系統(tǒng)工程，不僅對農業(yè)生產產生巨大影響，而且也影響著工業(yè)的發(fā)展。不論從理論分析來看，還是從實證研究來看，工農業(yè)總產值之比都是人口城鎮(zhèn)化水平的重要影響因素，反映了工業(yè)與農業(yè)經濟增長能夠承載的城鎮(zhèn)化水平。因此，在推進城鎮(zhèn)化時應該把工農業(yè)總產值之比作為重要參考指標，判斷城鎮(zhèn)化水平是否與工農業(yè)經濟增長相適應。

2.大力提高農業(yè)勞動生產率是推進城鎮(zhèn)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(zhèn)化由于減少農業(yè)勞動力，會阻礙農業(yè)的經濟增長。因此，既保障農業(yè)經濟增長，又能夠推進城鎮(zhèn)化的途徑就是提高農業(yè)勞動生產率。方程3也證明了此觀點，農業(yè)勞動生產率系數(shù)符號為正，農業(yè)勞動生產率與城鎮(zhèn)化水平呈正相關。3.促進工業(yè)經濟增長是推進城鎮(zhèn)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(yè)總產值增加需要更多的勞動力，即提高更多的城鎮(zhèn)就業(yè)崗位，推進城鎮(zhèn)化水平的提高。

4.發(fā)展勞動密集型行業(yè)是推進城鎮(zhèn)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(yè)勞動生產率與城鎮(zhèn)化水平成負相關。因此，工業(yè)發(fā)展中應該重視勞動密集型行業(yè)的發(fā)展，既提高生產總值，又增加就業(yè)機會，積極有效地推進城鎮(zhèn)化。

參考文獻：

[1]賀建林.試論城鎮(zhèn)化對農業(yè)可持續(xù)發(fā)展的影響與政策取向[J].農業(yè)現(xiàn)代化研究,2002,(3).

[2]夏春萍.工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化的互動關系研究[J].統(tǒng)計與決策,2010,(10).

[3]李國平.中國工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的協(xié)調關系分析與評估[J].地域研究與開發(fā),2008,(10).

[4]周達,沈建芬.農村城鎮(zhèn)化動力結構的統(tǒng)計研究[J].統(tǒng)計研究,2004,(2).

[5]姜太碧.城鎮(zhèn)化與農業(yè)可持續(xù)發(fā)展研究[J].博士論文,2003.

The Effects of Industry and Agriculture’s Developments to Urbanization Level

――From the View of Gross Domestic Product and Labor Productivity

LI Li-sha

（School of Management of Yunnan University for Nationalities，Kunming 650500,China）

第6篇：城鎮(zhèn)化水平范文

關鍵詞：特色城鎮(zhèn)化；指標體系；因子分析；層次分析

中圖分類號：F29 文獻標識碼：A

收錄日期：2016年3月17日

吉林省作為東北老工業(yè)基地，城鎮(zhèn)化率高于全國平均水平。但在東北三省中，吉林省總體發(fā)展水平不及其他兩個省份，且吉林省各地級市、縣級市之間的特色城鎮(zhèn)化發(fā)展也存在較大的差異，總體上在全國范圍內競爭力較低，這到底是什么原因造成的呢？本文力圖從吉林省特色城鎮(zhèn)化的發(fā)展著手，通過縱向比較和橫向比較，判別吉林省特色城鎮(zhèn)化發(fā)展中存在的問題，找根源尋方法。

一、吉林省特色城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)狀

“十二五”時期，吉林省特色城鎮(zhèn)化發(fā)展取得了新成就，城鎮(zhèn)人口逐年增加、城鎮(zhèn)基礎設施不斷完善、城鎮(zhèn)的聚集輻射帶動作用增強，隨著城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，吉林省特色城鎮(zhèn)化的發(fā)展也暴露出很多問題。

（一）城鎮(zhèn)化率先高后低，增速先減后增。2005年吉林省城鎮(zhèn)化水平高于全國，2005～2013年間吉林省的城鎮(zhèn)化率水平在50%～55%之間緩慢增加，而全國的城鎮(zhèn)化率水平則實現(xiàn)了跨越式增長，吉林省的城鎮(zhèn)化發(fā)展與全國平均水平相比，其優(yōu)勢在逐漸削弱，2014年吉林省的城鎮(zhèn)化率為54.75%，低于全國平均水平0.02個百分點。2006年以來吉林省城鎮(zhèn)化率的增速變動趨勢近似呈U型，2006～2010年間，吉林省城鎮(zhèn)化率的增速呈直線下降的趨勢，且2010年增速最低，低于0.01個百分點，吉林省政府及時對形勢進行分析，轉變城鎮(zhèn)化發(fā)展模式和目標，在2011年城鎮(zhèn)化率的增速僅出現(xiàn)了少許回升，而2012年和2013年政策的效果凸顯，吉林省城鎮(zhèn)化率的增速呈直線上升趨勢。

（二）經濟規(guī)模緩慢擴張，增長潛力大。一個地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展的好壞，最明顯的跡象就是經濟規(guī)模的擴張和增速強勁，衡量經濟規(guī)模的最主要指標是地方生產總值及其增速。東北三省地區(qū)的經濟發(fā)展水平存在差異，2004～2014年11年間，吉林省的地區(qū)生產總值在總量上不及其他兩個省份，但增速大部分年份均超過其他兩省，這都說明吉林省的經濟增長潛力是巨大的。

（三）城鎮(zhèn)綜合承載能力偏低。衡量城鎮(zhèn)綜合承載能力的指標包括供水普及率、城市燃氣普及率、人均道路面積、人均居住面積、人均公共綠地面積、萬人擁有公交車輛、每十萬人口在校學生數(shù)等指標。吉林省的城市設施建設中城市用水普及率、城市燃氣普及率、每萬人擁有公交車輛、人均城市道路面積、人均公園綠地面積均低于全國平均水平，說明吉林省的城市綜合承載能力不足，在未來一段時間應著力提高城市設施建設，加大投入力度。

二、東北三省特色城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對比分析

本文立足點為吉林省，以東北三省為范疇，對其特色城鎮(zhèn)化發(fā)展水平進行綜合評價。

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本的選取。本節(jié)選取的數(shù)據(jù)來源于《遼寧省統(tǒng)計年鑒2013》、《吉林省統(tǒng)計年鑒2013》、《黑龍江省統(tǒng)計年鑒2013》，選取了27個指標進行對比分析。

（二）層次分析過程。應用層次分析法分析問題時，首先要把所研究的問題進行條理化和層次化，如本文所構建的評價指標體系總共有三層，最高層即系統(tǒng)層是特色城鎮(zhèn)化評價指標體系，中間層又分為六個子層，最底層是具體指標數(shù)據(jù)層。這樣遞進的層次關系將特色城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平評價體系分為了若干小塊，更有利于數(shù)據(jù)的收集和目標的實現(xiàn)。本文借助yaaph層次分析法軟件來對特色城鎮(zhèn)化發(fā)展水平進行實證分析。

（三）分析結果。吉林省的特色城鎮(zhèn)化發(fā)展的各個模塊形勢并不樂觀，除經濟和產業(yè)因子位列第二位外，社會、文化、資源、環(huán)境的發(fā)展均排在最后。這說明吉林省特色城鎮(zhèn)化總體發(fā)展水平低于其他兩個省份，其矛盾和問題更為突出。

就經濟而言，吉林省的綜合得分為-0.08，低于遼寧省，高于黑龍江省。就社會而言，吉林省排在末位，而黑龍江省排在了第一位，說明黑龍江省人民生活較為舒適，社會發(fā)展水平較高。就環(huán)境而言，吉林省仍顯得很遜色，和東北三省相比，也只能望其項背，需要更多的投入。本文用建成區(qū)綠化覆蓋率和污水處理率兩個指標來衡量一個地區(qū)的環(huán)境因子。從原始數(shù)據(jù)來看，吉林省的建成區(qū)綠地覆蓋率僅為34%，低于遼寧省的綠化率40%，而吉林省的污水處理率僅為60%，比遼寧省和黑龍江省的污水處理率低了20%。就文化而言，遼寧省的文化水平要高于其他兩個省份，而吉林省的文化發(fā)展水平在東北三省中仍排最后。吉林省的文化娛樂產值僅為83.4億元，而黑龍江省的文化娛樂產值為135.7億元，遼寧省的文化娛樂產值為282.6億元，超過吉林省全省產值的2倍還多。就資源而言，黑龍江省得分最高，遼寧省的資源水平則排第二位。東北三省擁有其他省份所沒有的獨特自然資源優(yōu)勢，最著名的莫過于東北三寶人參、鹿茸、貂皮，但其資源優(yōu)勢吉林省并未得到充分的發(fā)揮，對全省的經濟的推動力還不足。就產業(yè)而言，吉林省的產業(yè)發(fā)展優(yōu)于遼寧省的產業(yè)發(fā)展水平但落后于黑龍江省，其三大支柱產業(yè)汽車制造業(yè)、食品工業(yè)、石化工業(yè)在吉林省工業(yè)產值中所占的比重合計為67.9%，其中食品工業(yè)充分發(fā)揮了吉林省糧食大省的優(yōu)勢。

綜上可知，吉林省的特色城鎮(zhèn)化的綜合發(fā)展水平與東北其他兩個省份相比，位列末位，說明吉林省的特色城鎮(zhèn)化發(fā)展水平落后于遼寧省和黑龍江省的發(fā)展水平。吉林省與遼寧省和黑龍江省的地理位置、自然資源、氣候條件、歷史背景、產業(yè)基礎、文化習俗等方面均類似，但其特色城鎮(zhèn)化發(fā)展水平遠落后于其他兩個省份，究其原因，最重要的是沒能很好地立足自身，充分發(fā)揮自身優(yōu)勢，將特色轉變?yōu)閮?yōu)勢，進而獲得長遠的發(fā)展。

三、吉林省特色城鎮(zhèn)化發(fā)展建議

（一）增強大中城市輻射力，帶動周邊聯(lián)動發(fā)展。如果將吉林省的特色城鎮(zhèn)化發(fā)展比作一個整體，那么每一個城鎮(zhèn)的發(fā)展都是聯(lián)動的，一個地區(qū)發(fā)展良好會造福周邊地區(qū)，一個地區(qū)發(fā)展不好，那么它不僅會拉低吉林省在全國的比重，還會給周邊地區(qū)帶去負面影響，如環(huán)境污染。因此，我們要充分發(fā)揮吉林省各個城鎮(zhèn)的聯(lián)動作用，將各個城鎮(zhèn)之間相互推動、相互聯(lián)系的齒輪做好，將各個城鎮(zhèn)的自身基礎打牢，這樣才能形成良好的特色城鎮(zhèn)化發(fā)展形態(tài)。

（二）提高特色產業(yè)競爭力，促進經濟結構轉變。吉林省要立足地方實際，從自有產業(yè)基礎出發(fā)，將傳統(tǒng)產業(yè)與新興產業(yè)結合起來，逐步淘汰衰落產業(yè)和缺乏競爭力產業(yè)。但對于那些有著悠久歷史的特色產業(yè)，政府要給予一定的扶持和幫助，實現(xiàn)特色產業(yè)發(fā)展的絕對優(yōu)勢。

（三）挖掘特色資源潛在力，提高投入產出比率。在特色城鎮(zhèn)化進程中，挖掘特色資源的潛力，將資源投入轉化為可觀的經濟產出，同時還要注意節(jié)約資源，實現(xiàn)人與資源的和諧相處。資源的再生力是打造特色城鎮(zhèn)化進程中必須關注的一個問題，不斷尋找資源和經濟發(fā)展的平衡點，促進資源的良性循環(huán)。

（四）弘揚城市文化，打造品質活力城市。文化是城市發(fā)展的靈魂，現(xiàn)在大多數(shù)城市不斷趨同最主要的因素就是沒有了靈魂。吉林省是一個少數(shù)民族聚集的地方，在少數(shù)民族聚居的地區(qū)，文化底蘊深厚，人們能歌善舞，其樂融融。大力弘揚城市文化，著力打造高品質、活力四射的城市是未來特色城鎮(zhèn)化發(fā)展的重點。

主要參考文獻：

[1]才春紅，王健.河北省城鎮(zhèn)化發(fā)展水平評價及對策研究[J].安徽農業(yè)科學，2009.37.34.

第7篇：城鎮(zhèn)化水平范文

關鍵詞：城鎮(zhèn)化 影響因素 空間面板模型 溢出效應

引言

隨著中國經濟快速增長，目前城鎮(zhèn)化已經是中國正在經歷的一個最重要的結構性變化?！笆濉币?guī)劃中首次提出城鎮(zhèn)化這一詞，此后黨的十六大到十的政治報告中都有提及城鎮(zhèn)化，十明確提出要工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、農業(yè)現(xiàn)代化良性互動、同步發(fā)展。在《國務院關于城鎮(zhèn)化建設工作情況的報告》中首次明確城鎮(zhèn)化路徑，小城市將全面放開落戶限制，可見，針對如何合理推進中國的城鎮(zhèn)化進程的研究已是相當緊迫。

近年來，已有大量文獻在對中國城鎮(zhèn)化方面進行了研究，包括城鎮(zhèn)化的歷史、現(xiàn)狀、特點以及影響因素等進行理論研究與實證分析，并取得了豐碩的成果。其中蔣偉（2009）利用2005 年的數(shù)據(jù)對中國省域城市化水平影響因素進行了實證分析，得出區(qū)域城市化之間存在相關，即城市化水平的提高將通過空間溢出促進周邊地區(qū)的城市化發(fā)展，第三產業(yè)的發(fā)展是影響地區(qū)城市化水平的主要因素。秦佳（2013）利用六普的數(shù)據(jù)實證了人口城鎮(zhèn)化水平空間差異的影響因素，并提出第三產業(yè)就業(yè)水平的提升對中西部地區(qū)人口城鎮(zhèn)化的促進作用大于其在東部的作用。上述文獻，是以截面數(shù)據(jù)為研究對象，分別分析各變量對城鎮(zhèn)化的影響。姜磊（2011）研究了城市化進程與城鄉(xiāng)收入差距的影響路徑識別，實證結果表明：城市化進程對縮減城鄉(xiāng)收入差距的作用是積極影響和消極影響并存，關鍵取決于城市化進程的政策路徑選擇；省際間存在空間溢出效應的城市化進程。該文主要是針對城市化進程與城鄉(xiāng)收入差距的影響研究，而較少考慮其他因素對城市化進程的影響。

本文主要是研究中國在城鎮(zhèn)化水平上是否存在顯著的空間相關性，及影響城鎮(zhèn)化水平的因素是什么？相鄰區(qū)域的城鎮(zhèn)化水平對本地區(qū)的擴散程度是多大？以及鄰近地區(qū)的影響因素對本地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平是否存在溢出效應？溢出效應多大？本文的創(chuàng)新之處在于利用面板模型與空間面板模型進行對比，實證了空間面板模型的優(yōu)勢以及確定影響城鎮(zhèn)化水平的因素，并計算出各自的溢出效應。

研究方法

（一）Moran's I指數(shù)

在空間統(tǒng)計學中常常使用空間自相關指數(shù)Moran's I指數(shù)來檢驗變量是否存在空間相關性，因此本文利用Moran's I指數(shù)研究人口城鎮(zhèn)化的全局空間相關性。Moran's I指數(shù)定義為：

（1）

當Moran’s I指數(shù)為正時，表明存在明顯的正空間自相關，也就是說相似的觀測值（高值或低值）趨于空間集聚，表明不同地區(qū)數(shù)據(jù)在空間上有相似的屬性；當Moran’s I指數(shù)為負時，表明存在負的空間自相關，相似的觀測值趨于分散分布，表明不同地區(qū)數(shù)據(jù)在空間上有不相似的屬性；當Moran’s I指數(shù)為零時，觀測值呈現(xiàn)獨立地隨機分布。Moran’s I指數(shù)絕對值反映了空間相關程度的大小，絕對值越大，空間相關程度越大，反之亦然。

（二）空間面板模型和模型選擇

近年來，隨著空間面板計量模型的設定和估計的方法逐漸完善，空間面板計量模型被越來越廣泛的用于分析空間和區(qū)域問題。空間面板模型可以依滯后項存在于因變量和誤差項中分為兩類：空間滯后模型和空間誤差模型，又依據(jù)樣本個體之間的差異存在是確定的和隨機性，有分為固定效應和隨機效應。

空間滯后模型固定效應的基本結構如下：

（2）

空間誤差面板固定效應模型 ：

（3）

（4）

ρ是度量相鄰地區(qū)綜合城鎮(zhèn)化水平對本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的影響程度?？臻g誤差系數(shù) λ 則反映了鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的誤差沖擊之和對本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的影響程度?？臻g滯后模型和空間誤差模型是空間依賴性的不同體現(xiàn)。

在模型包含空間滯后誤差項的情況下， 最小二乘法不適合用來估計空間計量經濟模型，因為OLS估計量不再有效。所以，一般使用極大似然法（ML）來估計空間計量經濟模型。Elhorst給出了Matlab軟件包，給出了一般空間面板模型的極大似然估計（MLE）函數(shù)。

（三）直接影響與溢出效應

LeSage和Pace（2009）提出采用求解偏微分的方法來解釋不同模型在設定情況下變量的變化所產生的沖擊，為檢驗空間溢出效應提供了有效的基礎。SLM模型可以被改寫為如下矩陣形式 ：

（5）

其中，Y關于第1至第N個區(qū)域的內生變量X中第k個變量的偏微分矩陣較為容易獲得：

（6）

其中， LeSage和Pace將上式最右端矩陣的對角線元素的均值定義直接影響，而每行或者列中非對角元素之和的均值定義為間接影響，也被稱為溢出效應。

實證分析及估計結果

（一）指標選擇和數(shù)據(jù)來源

段瑞君和安虎森（2009）運用向量自回歸模型實證了城市化與經濟增長的相互關系。郭軍華（2009）運用面板協(xié)整檢驗實證了我國東、中、西部城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間具有長期均衡關系。江易華（2012）利用2009年統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)對縣域人口城鎮(zhèn)化的影響因素進行分析，實證了生產總值、農林牧漁業(yè)人員、城鄉(xiāng)收入比和人口發(fā)展功能區(qū)劃是影響縣域人口城鎮(zhèn)化的主要因素。蔣偉（2009）將各省的人均 GDP、第二產業(yè)產值占 GDP 的比重、第三產業(yè)產值占 GDP 的比重、文盲半文盲占 15 歲及以上人口的比重、按美元與人民幣中間價折算的進出口總額占 GDP 的比重、城鄉(xiāng)收入差距等因素對城鎮(zhèn)化的影響進行研究。秦佳和李建民（2013）利用空間模型實證了地區(qū)之間土地城鎮(zhèn)化水平、第二三產業(yè)就業(yè)水平和產值水平，以及人均 GDP 的差距是造成人口城鎮(zhèn)化平空間差異的主要原因。

根據(jù)以往文獻對城鎮(zhèn)化影響因素的分析以及數(shù)據(jù)的可得性。本文研究文盲率、城鄉(xiāng)收入差距、第二產業(yè)產值比、第三產業(yè)產值比、人均財政預算支出、人均進出口額、人均地區(qū)生產總值對人口城鎮(zhèn)化率的影響。

本文對所有數(shù)據(jù)取對數(shù)，是為數(shù)據(jù)之間的可比性和減少異方差，其中Y表示城鎮(zhèn)化率，國內學者已基本達成對人口城鎮(zhèn)化率指標的共識，即采用各地區(qū)非農人口數(shù)比各地區(qū)總人口數(shù)， I表示文盲率，即文盲半文盲占15歲及以上人口比例，Ur表示城鄉(xiāng)收入差距，各地區(qū)城鎮(zhèn)居民平均每人可支配收入比各地區(qū)農村居民平均每人純收入，S表示第二產業(yè)產值比，即第二產業(yè)產值占生產總產值的比重，T表示第三產業(yè)產值比，即第三產業(yè)產值占生產總產值的比重，D人均財政預算支出，各地區(qū)一般財政預算支出比上各地區(qū)人口數(shù)， Exit人均進出口額，即各地區(qū)按經營單位所在地分商品進出口總額除以各地區(qū)人口數(shù)，Rgdp為人均地區(qū)生產總值。本文以中國31個省為研究對象，根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性采用1998～2011年的年度數(shù)據(jù)，即進行實證分析的樣本數(shù)據(jù)為1998～2011年中國31個省份的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于1999 ～2012年中國統(tǒng)計年鑒和1999～2006年中國人口統(tǒng)計年鑒，2007～2012年中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒。

（二）實證分析

空間自相關性檢驗。本文采用Rook鄰接矩陣，首先利用Anselin編寫的geoda軟件計算城鎮(zhèn)化率的全局自相關Moran's I指數(shù)值如圖1所示。其中Moran's I值在0.26～0.4的正值區(qū)域內，且總體呈現(xiàn)遞增增長趨勢，各地區(qū)城鎮(zhèn)化率有顯著的正向空間依賴性。從總體變動趨勢來看，中國各地區(qū)城鎮(zhèn)化率Moran's I值呈現(xiàn)遞增趨勢則說明空間集聚現(xiàn)象越來越穩(wěn)定，空間依賴性在不斷增強，溢出效應在逐漸增大。

全局空間 Moran's I指數(shù)描述我國區(qū)域城鎮(zhèn)化率的總體空間自相關模式，但不能確定各地區(qū)具體的空間依賴情況，局部Moran散點圖可以為分析具體各地區(qū)城鎮(zhèn)化率聚集情況提供信息。其中局部Moran's I指數(shù)如圖2。

在Moran's 散點圖中第一象限（HH）主要是東部沿海以及華北地區(qū)，包括上海、浙江、福建、江蘇、北京、天津及東北三省等地，表示這些省份及其周圍省份都有較高的城鎮(zhèn)化率，及其地區(qū)城鎮(zhèn)化率之間差異不大，存在較強的正空間自相關性。第二象限（LH）主要是河北、海南、安徽、江西四省，其中河北周邊有高城鎮(zhèn)化率的北京、天津等地，這些地區(qū)在高城鎮(zhèn)化率區(qū)域范圍內，如果充分利用周圍的高城鎮(zhèn)化率地區(qū)的擴散效應，這些地區(qū)也會在城鎮(zhèn)化率水平上得到較好的提高。因此，這一象限成為過渡區(qū)。第三象限（LL）主要是西部地區(qū)，以及部分中南省份，這些區(qū)域是連同周圍地區(qū)都是低城鎮(zhèn)化率城市，例如，四川、貴州等高原地區(qū)，另外，經濟的發(fā)展水平也是一個很重要的因素，這些區(qū)域普遍表現(xiàn)為不發(fā)達省份。第四象限（HL）是廣東、內蒙古和重慶，這些省份應該發(fā)揮典范作用，帶領周圍區(qū)域共同發(fā)展，從而形成相輔相成的良性發(fā)展模式。

模型估計結果?？臻g相關分析Moran's I指數(shù)定量證明了各地區(qū)城鎮(zhèn)化率之間存在顯著的空間相關性，因此有必要采用空間面板回歸模型來描述城鎮(zhèn)化率的影響因素及其影響因素之間的關系。本文根據(jù)理論分析選擇空間面板滯后模型固定效應模型，因為根據(jù)固定效應與隨機效應的選擇理論，隨機效應主要是以樣本為估計母體的。本文分別對面板數(shù)據(jù)的OLS估計以及空間面板滯后模型對無固定效應、地區(qū)固定效應、時間固定效應和地區(qū)與時間固定效應這四種情況分別進行估計進行對比。采用 Matlab2010B 軟件和Elhorst、LeSage等人編寫的Spatial econometric 模塊，計算結果如表1所示。表2為模型的LM檢驗結果。表3為各內生變量的直接影響和溢出效應檢驗。

從R2、σ2、LogL等統(tǒng)計量綜合來看，空間面板滯后模型比普通模型效果更好，其中地區(qū)固定效應模型R2比普通面板模型R2高出10%以上，故認為區(qū)域城鎮(zhèn)化率模型中存在空間效應。然而，在模型中從統(tǒng)計量來看地區(qū)和時間固定效應模型是具有最好的擬合度，但是從模型參數(shù)估計的結果看，該模型存在部分變量的不顯著性。綜合比較之后，筆者認為時間固定效應模型能更貼切地描述我國各地區(qū)城鎮(zhèn)化率的影響因素以及相互之間的關系，在時間固定效應模型中參數(shù)大多數(shù)都通過了1%顯著性水平檢驗，同時綜合統(tǒng)計量指標也相對較合理，故本文將選擇時間固定效應空間面板滯后模型進行分析。

在空間面板滯后地區(qū)固定效應模型中，空間相關系數(shù)ρ表示與該地區(qū)相連接的省份在城鎮(zhèn)化率水平對本地區(qū)的綜合影響為0.15，該值通過了 1%的顯著性水平檢驗，因此可以充分地證明各地區(qū)城鎮(zhèn)化率之間存在顯著的正向空間效應，即在某種程度上本地區(qū)的城鎮(zhèn)化率是依賴于相近地區(qū)的城鎮(zhèn)化率對其的影響，因此，在面板模型中將空間影響因素考慮進來研究中國地區(qū)城鎮(zhèn)化更為合理。

通過表1到表3的估計結果，本文可得到以下結論：

首先，城鎮(zhèn)化率與文盲率之間存在顯著的負相關關系，即各地區(qū)的文盲率越高，相對應的城鎮(zhèn)化水平則會越低。城鄉(xiāng)收入差距與城鎮(zhèn)化率是存在系數(shù)為-0.423的顯著性負相關的，城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)化的影響是最大的。即減少城鎮(zhèn)收入差距可以最有效促進我國城鎮(zhèn)化水平的提高。這與蔣偉（2009）研究結論是一致的。此外，人均進出口額與城鎮(zhèn)化水平之間也存在負的相關性的，但是影響程度不大，這與秦佳（2013）和蔣偉（2009）的研究結果均不一樣。筆者認為可能是樣本差異，蔣偉和秦佳都是以截面數(shù)據(jù)來做分析，沒有考慮時間因素的影響，本文使用空間面板模型來分析變量之間的關系。

其次，第三產業(yè)產值占總產值的比值對城鎮(zhèn)化率的影響是最大正向的。即在其他條件不變的情況下，第三產業(yè)產值占總產值的比值提高1%，則平均來說，城鎮(zhèn)化水平提高0.403%。與第二產業(yè)對城鎮(zhèn)化率的0.32%相比，第三產業(yè)對城鎮(zhèn)化率的促進作用遠遠高于第二產業(yè)的作用。加大服務業(yè)的發(fā)展是引領我國城鎮(zhèn)化水平進一步提升的關鍵因素。

最后，從各個變量的直接影響和溢出效應可以進一步了解不同變量對城鎮(zhèn)化影響因素的具體效應，結果發(fā)現(xiàn)，所有的解釋變量對城鎮(zhèn)化率都存在顯著的區(qū)域間的溢出效應，各個變量的溢出效應對城鎮(zhèn)化率的影響方向與直接影響是一致的。城鄉(xiāng)收入差距的溢出效應是最大的，也只是當相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距減少1%，本地的城鎮(zhèn)化率平均上升0.074%。即各變量對城鎮(zhèn)化率存在顯著的溢出效應。

結論及政策建議

本文得出結論：中國城鎮(zhèn)化率存在空間自相關性。同時各變量對城鎮(zhèn)化率均存在顯著的影響，同時實證也發(fā)現(xiàn)各變量對鄰近省域的城鎮(zhèn)化率存在具有顯著的溢出效應。由此本文提出以下建議：

第一，充分利用地理優(yōu)勢。根據(jù)上文的分析，區(qū)域城鎮(zhèn)化率間存在空間相關性，空間相關系數(shù)為0.15以及各自變量對本地區(qū)城鎮(zhèn)化存在溢出效應。故應充分引導東部沿海發(fā)達地區(qū)的擴散效應，帶動周圍城市步入高城鎮(zhèn)化水平階段，同時也促進自己步入更好層次。

第二，降低文盲率縮小城鄉(xiāng)收入差距。教育水平的落后以及城鄉(xiāng)收入差距的擴大對城鎮(zhèn)化發(fā)展有著顯著的負面影響。增加各地區(qū)的受教育機會，特別應增加農村基礎教育的投入，降低文盲率，進而提高勞動力的文化素質?？s小城鄉(xiāng)收入差距是提高城鎮(zhèn)化水平最有效的途徑?？梢酝ㄟ^以下方式縮小城鄉(xiāng)收入差距：合理定價農產品價格，減少中間各種費用；暢通農產品銷售渠道，提供供銷平臺；引導農產品的合理耕種，多種渠道提高農村居民的純收入，進而可以擴大居民對工業(yè)產品和服務的消費，從而推動城市化的發(fā)展。

第三，加大第三產業(yè)的發(fā)展。在影響省域城鎮(zhèn)化水平的諸多因素中，其中第三產業(yè)是推動城鎮(zhèn)化率水平提高的主要力量，第三產業(yè)的發(fā)展和城鎮(zhèn)化率水平的提高關系最密切。因此，在遵循市場經濟規(guī)律的前提下，進一步優(yōu)化產業(yè)結構，發(fā)展第三產業(yè)，合理預算財政支出，進而促進城市化進程的良性可持續(xù)漸進式發(fā)展。

參考文獻：

1.Anselin L.Spatial Econometrics：Methods and Models[M].Dordrecht：Kluwer Academic Publishers，1988

2.蔣偉.中國省域城市化水平影響因素的空間計量分析[J].經濟地理，2009，4

3.秦佳，李建民.中國人口城鎮(zhèn)化的空間差異與影響因素[J].人口研究，2013，3

第8篇：城鎮(zhèn)化水平范文

關鍵詞：傳統(tǒng)農區(qū)；城鎮(zhèn)化；農業(yè)現(xiàn)代化；協(xié)調發(fā)展

中圖分類號：F326.1 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2015）10-2542-05

DOI：10.14088/ki.issn0439-8114.2015.10.064

在我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化快速發(fā)展的關鍵時期，傳統(tǒng)農區(qū)作為維護國家糧食安全、保障農產品有效供給的特殊區(qū)域，其重要性越來越明顯[1]。但是隨著資金、土地、勞動力等各種資源的加速外流，制約傳統(tǒng)農區(qū)發(fā)展的不利因素越來越多，“誰來種地”、“誰來種糧”、“如何種地”等問題愈發(fā)突出[2]。在這樣的背景下，客觀評價傳統(tǒng)農區(qū)城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展的水平，找出制約二者協(xié)調發(fā)展的主要因素，進而縮短與全國整體發(fā)展水平的差距，實現(xiàn)區(qū)域經濟的健康持續(xù)發(fā)展，就具有現(xiàn)實必要性和緊迫性。基于此，本研究以黃淮平原的黃淮4市（河南省商丘、信陽、駐馬店、周口）為例，定量分析評價傳統(tǒng)農區(qū)的城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展水平，并提出針對性的政策建議。

1 城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展水平評價體系

1.1 城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化指標體系的框架

城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展是一個動態(tài)綜合的體系和過程[3]。通過對傳統(tǒng)農區(qū)城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展水平的量化評價，不僅可以有效把握二者協(xié)調發(fā)展的趨勢過程，而且也有利于發(fā)現(xiàn)影響協(xié)調發(fā)展的各個因素所起的作用，科學合理地選擇促進城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展的措施。因而，如何構建一套合理的評價指標體系對于二者協(xié)調發(fā)展的情況進行量化評價和分析，使傳統(tǒng)農區(qū)城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化向著實現(xiàn)協(xié)調發(fā)展的方向轉變就顯得極為重要。

按照科學性、系統(tǒng)性、代表性的原則，結合傳統(tǒng)農區(qū)自身的特點，參考國內外已有的研究成果[4-7]，建立傳統(tǒng)農區(qū)城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展的指標體系框架如圖1所示。

評價指標體系的目標層是城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展指標體系，系統(tǒng)層是城鎮(zhèn)化綜合評價指標體系和農業(yè)現(xiàn)代化評價指標體系，子系統(tǒng)層包括6個方面：經濟發(fā)展城鎮(zhèn)化、社會發(fā)展城鎮(zhèn)化、人口城鎮(zhèn)化、農業(yè)投入和裝備的現(xiàn)代化、農業(yè)產出的現(xiàn)代化、農村經濟的現(xiàn)代化。

城鎮(zhèn)化指標體系中[8，9]，經濟城鎮(zhèn)化反映的是經濟結構演變的非農化過程，用人均GDP和人均工業(yè)增加值表示；社會城鎮(zhèn)化反映的是城鎮(zhèn)居民實際生活水平的高低，是城鎮(zhèn)化發(fā)展的最終結果，用城鎮(zhèn)人均收入水平和人均消費品零售總額來表示；人口城鎮(zhèn)化表現(xiàn)為城鄉(xiāng)人口空間的分布結構，反映的是城鎮(zhèn)人口所占比重的上升，用城鎮(zhèn)常駐人口比率來表示。農業(yè)現(xiàn)代化指標體系中[10，11]，投入裝備的現(xiàn)代化反映的是農業(yè)生產手段和投入的水平，用單位耕地機械數(shù)量和有效灌溉面積比重來表示；農業(yè)產出的現(xiàn)代化反映的是農業(yè)投入產出的效率，考慮到傳統(tǒng)農區(qū)的實際特點，用單位耕地糧食產量和人均第一產業(yè)增加值來表示；農村經濟的現(xiàn)代化反映的是農村經濟發(fā)展水平逐步提升，城鄉(xiāng)發(fā)展差距逐步縮小，用農民人均純收入來表示。以上城鎮(zhèn)化指標體系和農業(yè)現(xiàn)代化指標體系均為正向指標。

1.2 指標權重的確定

首先對于原始數(shù)據(jù)進行標準化。所謂指標的標準化就是將所有的指標都轉換為無單位、取值范圍在0～1之間的方法，這樣就可以對不同的數(shù)據(jù)直接進行核算。由于城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展評價指標體系中各個指標的含義、核算方法、量綱不同，因而不能進行直接綜合計算，必須首先對指標進行標準化的處理，去除量綱的影響。由于所選指標均為正向指標，其數(shù)值越大越好。正向指標的數(shù)據(jù)標準化處理過程如下所示：

Rij=1，Vij>Vijmax（Vij-Vimin）/（Vijmax-Vijmin），Vijmax>Vij>Vijmin0，Vij

Rij是標準化指標，Vij是原始指標，Vijmax、Vijmin分別為原始指標的最大值和最小值。

其次是對于標準化之后的數(shù)據(jù)采用熵值法確定各個指標的權重。所謂熵值法就是通過指標信息熵對于指標的有效性和價值作出判斷，信息熵越小，指標的權重越大。其計算過程如下：

為了使計算的結果具有一定的層次性，城鎮(zhèn)化子系統(tǒng)與農業(yè)現(xiàn)代化子系統(tǒng)協(xié)調系數(shù)計算公式如下：

C為協(xié)調系數(shù)，P為調節(jié)系數(shù)，P≥2，取P=2。協(xié)調系數(shù)反映了在城鎮(zhèn)化子系統(tǒng)和農業(yè)現(xiàn)代化子系統(tǒng)綜合效益或者發(fā)展水平一定的條件下，即 l（x）和m（y）之和一定的時候，為了使城鎮(zhèn)化和農業(yè)現(xiàn)代化復合效益或者發(fā)展水平最大，也就是l（x）和m（y）最大，城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化效益或者發(fā)展水平進行組合的數(shù)量程度。C取值范圍在0到1之間，最大值1就是最佳協(xié)調狀態(tài)，最小值0就是最差協(xié)調狀態(tài)，也就是協(xié)調系數(shù)越大，系統(tǒng)之間越是協(xié)調。

盡管協(xié)調系數(shù)能夠反映出城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化彼此相互協(xié)調的程度，這對于約束二者的發(fā)展行為，促進二者健康、合理、有序發(fā)展有著重要的意義，但是協(xié)調系數(shù)卻不能反映出城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化綜合效益的高低、整體發(fā)展水平的高低。也就是說具有相同協(xié)調系數(shù)的不同地區(qū)和同一地區(qū)的不同時期，其城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展的水平會出現(xiàn)高低不平。按照協(xié)調發(fā)展的內涵，將衡量城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展水平高低的定量指標定義為協(xié)調度，公式為：

式中，D代表協(xié)調發(fā)展度，C為協(xié)調系數(shù)；T為城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展的綜合評價指數(shù)，？琢和？茁為待定權數(shù)，本研究認為二者的重要性相同，所以選擇？琢和？茁都是0.5。一般T的取值范圍是（0，1），這樣可以保證D的取值范圍也是（0，1），便于比較分析。

2 城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展水平的評價

本研究的數(shù)據(jù)來源主要是全國、河南省以及黃淮4市歷年的統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報，個別缺失數(shù)據(jù)采取線性差值方法進行彌補，數(shù)據(jù)的時間范圍為2003-2012年共10年的數(shù)據(jù)，通過城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展的相對水平變動趨勢，評價4個農業(yè)大市相對于河南省以及全國來說，其協(xié)調發(fā)展的水平。

2.1 指標權重的確定

對于指標體系中與價格有關的指標數(shù)據(jù)，比如人均生產總值、人均工業(yè)增加值、城鎮(zhèn)居民可支配收入、人均社會消費品零售總額，以1990年的價格指數(shù)為基數(shù)進行價格處理，這樣就可以消除物價因素帶來的影響。然后對于原始數(shù)據(jù)的每個指標進行標準化處理，這樣不同單位的指標就可以消除單位帶來的影響，然后計算各個指標的信息熵、冗余度、權重，結果如表1所示。

從表1可以看出，城鎮(zhèn)化子系統(tǒng)指標體系中，占比重較大的指標主要體現(xiàn)在經濟城鎮(zhèn)化，這說明經濟發(fā)展水平的高低是影響城鎮(zhèn)化發(fā)展的最重要因素，對于城鎮(zhèn)化的綜合水平影響較為顯著。單個指標中權重最大的是人均固定資產投資，其次是人均工業(yè)增加值以及人均GDP。農業(yè)現(xiàn)代化子系統(tǒng)指標體系中，占比重較大的體現(xiàn)在農業(yè)投入和農業(yè)裝備方面，這說明農業(yè)現(xiàn)代化的水平更多的受到投入和裝備的影響。單個指標中權重最大的指標都是鄉(xiāng)村人均用電量，其次是鄉(xiāng)村人均農業(yè)增加值和鄉(xiāng)村人均肉類產量、單位耕地農業(yè)機械總動力。

2.2 城鎮(zhèn)化、農業(yè)現(xiàn)代化、協(xié)調系數(shù)、協(xié)調度得分

在計算出相應指標的權重之后，根據(jù)相應的公式計算出全國、河南省和黃淮4市2003-2012年城鎮(zhèn)化、農業(yè)現(xiàn)代化、協(xié)調系數(shù)和協(xié)調度相對發(fā)展水平的得分，結果如表2～表5所示。

2.3 城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展相對水平的結果與評價

從上述評價結果可以看出，2003-2012年作為傳統(tǒng)農區(qū)的黃淮4市城鎮(zhèn)化和農業(yè)現(xiàn)代化自身的發(fā)展水平提升很快，協(xié)調狀況一直在好轉。但是相對于全國和河南省來看，該區(qū)域的4個農業(yè)大市的發(fā)展水平依然相對較低、發(fā)展依然相對較慢，尤其是城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化的協(xié)調發(fā)展水平方面，與河南省以及全國的差距不僅沒有縮小，反而有進一步拉大的趨勢。

1）從城鎮(zhèn)化相對水平發(fā)展走勢圖（圖2）可以看出，黃淮4市城鎮(zhèn)化發(fā)展水平始終處于上升的階段。但是與河南省、全國同期水平相比，黃淮4市城鎮(zhèn)化發(fā)展的相對速度卻越來越慢，導致差距越來越大。如2012年城鎮(zhèn)化綜合水平最高的商丘市為0.457 1，最低的周口市只有0.341 9，河南省的城鎮(zhèn)化水平為0.772 5，而全國城鎮(zhèn)化的水平為0.993 5，這說明黃淮4市城鎮(zhèn)化發(fā)展水平落后的狀況相當明顯。

2）從農業(yè)現(xiàn)代化相對水平發(fā)展走勢圖（圖3）可以看出，黃淮4市農業(yè)現(xiàn)代化水平相對較高，甚至在個別時期與全國水平非常接近。但是整體水平依然落后于河南省、全國的平均水平，尤其是2010年以后，發(fā)展差距有進一步拉大的趨勢。2012年發(fā)展水平最高的商丘市農業(yè)現(xiàn)代化綜合得分為0.674 4，略高于河南省0.661 8的水平，但是依然低于全國0.735 2的水平。

3）從協(xié)調度相對水平發(fā)展走勢圖（圖4）可以看出，相對于全國、河南省的發(fā)展水平，黃淮4市的協(xié)調度雖然在上升，但是差距越來越大。在2012年最高的商丘市才達到0.524 8，最低的周口市僅為0.393 2，這說明相對于河南省與全國的發(fā)展水平，黃淮4市的城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化之間很不協(xié)調，同時發(fā)展的水平也是處于非常低的階段。

3 傳統(tǒng)農區(qū)城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展的對策

由于傳統(tǒng)農區(qū)城鎮(zhèn)化總體水平較低，城市反哺農村的能力較弱，因而不能提供足夠多的就業(yè)崗位，帶動農村剩余勞動力向非農就業(yè)崗位轉移，結果使得農業(yè)勞動生產率提高較為緩慢，二者處于低水平協(xié)調、甚至不協(xié)調的狀態(tài)。由此可以看出，傳統(tǒng)農區(qū)城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化二者不協(xié)調或者協(xié)調性差的關鍵問題在于傳統(tǒng)農區(qū)的城鎮(zhèn)化水平發(fā)展滯后，不能發(fā)揮引領帶動作用，阻礙了農業(yè)發(fā)展水平的提升。因此，作為一類特殊的區(qū)域，傳統(tǒng)農區(qū)必須結合自身實際，按照國家的總體規(guī)劃和功能區(qū)定位，在確保糧食生產能力穩(wěn)步提高、農產品有效供給、生態(tài)環(huán)境良好和農民主體地位的前提下，充分利用發(fā)展的機遇和有利條件，提升城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化的協(xié)調發(fā)展水平，堅決避免工業(yè)的發(fā)展造成農區(qū)環(huán)境的破壞和惡化[12]。

3.1 以農業(yè)產業(yè)化為主線，夯實農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的基礎

這需要保護和提高糧食生產能力，健全財政支農惠農政策，加大糧食生產的財政補助[13]；建立糧食生產核心區(qū)，通過增加農民種糧收入的方式來提高農民種糧的積極性和自覺性；拓展拉長農業(yè)產業(yè)鏈條，進行產業(yè)鏈的縱向和橫向延伸，通過龍頭企業(yè)、專業(yè)合作組織等的發(fā)展，實現(xiàn)工農結合、農企結合、產銷結合、促進農業(yè)發(fā)展的商品化、市場化、產業(yè)化。通過土地的適度流轉，推動農業(yè)的規(guī)模化經營，提升農業(yè)的生產率和競爭力[14]。

3.2 以產業(yè)城鎮(zhèn)融化為基礎，推動城鎮(zhèn)化持續(xù)快速發(fā)展

產業(yè)是城鎮(zhèn)化發(fā)展的基礎，城鎮(zhèn)化健康發(fā)展的過程就是非農產業(yè)帶動的過程。對于傳統(tǒng)農區(qū)來說，城鎮(zhèn)化發(fā)展滯后主要是非農產業(yè)發(fā)展的滯后，因此只有產業(yè)興旺發(fā)達了，才能從根本上提升城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平，提升農民的收入水平。以人為本，因地制宜，通過就地轉移和異地轉移，實現(xiàn)農業(yè)轉移人口的市民化。通過就地發(fā)展小城鎮(zhèn)，可以實現(xiàn)農民的就地轉移，提高農民的非農收入，這需要重點發(fā)展縣城和中心鎮(zhèn)，提升其公共服務能力，產業(yè)積聚能力、人口集中能力。由于傳統(tǒng)農區(qū)城鎮(zhèn)化和非農產業(yè)滯后，必須合理地引導部分農業(yè)勞動力異地城鎮(zhèn)化，尤其是引導轉移人口進入城市群來實現(xiàn)異地的城鎮(zhèn)化。這就要求通過制度的改革，真正地為外來人口解決就業(yè)、入學、就醫(yī)等問題，使其真正地享受市民化待遇。

3.3 破解城鄉(xiāng)二元結構，逐步縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距

實現(xiàn)城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化的協(xié)調發(fā)展，必須進行體制改革，實現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展。根據(jù)城鄉(xiāng)人口流動加快的實際，逐步放開城鄉(xiāng)戶籍制度，為農民進城、人口的跨區(qū)域流動掃清障礙；以維護農民的利益為出發(fā)點，解決城鄉(xiāng)要素不平等交換的現(xiàn)實，尤其是通過農地制度的改革，實現(xiàn)城鄉(xiāng)土地市場的“同權同利”。通過資源配置的均等化，實現(xiàn)新農村和城鎮(zhèn)化的同步均衡發(fā)展，讓農村和城鎮(zhèn)都成為農民安居樂業(yè)之地。

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第9篇：城鎮(zhèn)化水平范文

關鍵詞：失地農民；養(yǎng)老保險；保障水平；調查研究

中圖分類號：F840.67 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2013）11-0030-05

一、引言

近年來，上海市城鎮(zhèn)化進程不斷加快，城鎮(zhèn)化率已經由1978年的58.7%提高到2011年的89.3%。城鎮(zhèn)化水平的提高，產生很多失地農民。農民失去了土地也就意味著失去了基本的生活來源，由于失地農民文化水平普遍偏低，自身掌握的技能又比較少，難以在就業(yè)市場上找到合適的工作，所以他們的養(yǎng)老金收入直接影響到征地后的基本生活。在構建上海市失地農民社會保障體系過程中，失地農民養(yǎng)老保險保障水平的高低是非常重要的，它不僅關系到失地農民征地后的基本生活，更關系到社會的和諧穩(wěn)定。為此，本文通過對上海市松江區(qū)佘山鎮(zhèn)失地農民養(yǎng)老保險實施情況的調查，反映調研地區(qū)存在的問題，并提出解決問題的對策。

二、調研地區(qū)選擇依據(jù)

對失地農民養(yǎng)老保險的實施情況進行調查，就需要選擇失地農民數(shù)量較多的地區(qū)進行實地調研，才能夠獲取比較詳實的一手資料。近年來，佘山鎮(zhèn)為了促進經濟發(fā)展，大力實施“陽光動遷”政策，相繼完成了上海辰山植物園、天馬現(xiàn)代服務業(yè)集聚區(qū)、佘苑路1號地塊、橫山花園4隊、佘山天文臺、武警政治學院、鼎源路高壓走廊、翠鑫苑等地塊的居民動遷工作，征用了大面積的土地。五年來，已累計動遷農村居民2 600戶，產生很多失地農民。因此，本調查選擇佘山鎮(zhèn)作為調研地點比較具有典型性和代表性。

由于征地時間的不同和征地安置政策的調整，佘山鎮(zhèn)的失地農民可能會出現(xiàn)不同養(yǎng)老保險制度并存的情況，不同保障制度的保障水平還存在著差距，通過對參加不同保障制度的失地農民進行實地調研，能夠詳細地了解他們對現(xiàn)行政策的一些看法，以便為政府決策提供參考。本次調查共發(fā)放調查問卷600份，回收問卷580份，其中有效問卷556份，有效率達93%。

三、上海市松江區(qū)佘山鎮(zhèn)的調查結果分析

（一）失地農民的土地征用狀況分析

1. 失地農民的土地被征用情況。問卷數(shù)據(jù)顯示，在被調查的失地農民中，有81%的失地農民土地已經被完全征用了，10%的失地農民土地被部分征用，僅有9%的失地農民土地沒有被征用。

2. 征地補償標準調研情況。雖然上海市的征地補償標準從全國來看是比較高的，農用地的補償標準已經達到每畝4.5萬元。但從我們調查的結果來看，現(xiàn)行的補償標準仍然難以滿足失地農民的要求，有接近50%的失地農民認為目前的征地補償制度是不合理的。

3. 失地農民對征地補償制度的看法。為了能夠詳細地了解失地農民對征地補償制度的一些看法，我們對現(xiàn)行征地補償制度不滿意的失地農民也進行了調研。調查顯示，大部分的農民都認為補償標準低，占調查樣本總數(shù)的37%，還有占樣本總數(shù)27%的失地農民認為居住在同一區(qū)縣但補償標準卻不同，認為征地收益分配不合理的占樣本總數(shù)的19%，認為征地過程不透明的占樣本總數(shù)的17%。

4. 失地農民期望的征地補償標準。

（1）建設用地和未利用耕地的補償標準

針對建設用地和未利用耕地的補償標準，調查數(shù)據(jù)顯示，認為補償標準達到3.5萬元/畝的，占調查樣本總數(shù)的28%，補償標準在4萬～5萬元的，占調查樣本總數(shù)的39%，認為補償標準在5萬元以上的，占調查樣本總數(shù)的33%。

（2）農用地補償標準

失地農民對于農用地的補償標準，期望在4.5萬元/畝的占樣本總數(shù)的31%，期望4.5萬～5萬元的，占調查樣本總數(shù)的41%，期望農用地補償標準在5萬元以上的，占調查樣本總數(shù)的28%。

（3）糧棉地補償標準

在調查的樣本中，18%的失地農民認為糧棉地的補償標準應該達到1 600元/畝，49%的失地農民認為糧棉地的補償標準應該在1 600～2 000元，還有33%的失地農民認為補償標準應該達到2 000元以上。

（4）蔬菜地補償標準

30%的失地農民認為蔬菜地的補償標準應該達到3 000元，46%的失地農民認為蔬菜地補償標準應該在3 000～4 000元，另有24%的失地農民認為補償標準應該在4 000元以上。

5. 土地征用后擔心的問題。對于失地農民土地征用后最擔心的問題，我們也進行了調研，調查顯示，有307人選擇了養(yǎng)老問題，占調查樣本總數(shù)的55%；104人選擇了就業(yè)問題，占調查樣本總數(shù)的19%；96人選擇了教育培訓問題，占調查樣本總數(shù)的17%；41人選擇了生活水平下降，占調查樣本總數(shù)的8%；僅有1%的人選擇了其他?？梢钥闯?，失地農民最關心的還是他們的養(yǎng)老問題。

6. 失地農民期望的補償方式。在對失地農民期望的補償方式進行調研時發(fā)現(xiàn)，有236人選擇了期望解決養(yǎng)老問題，占調查樣本總數(shù)的42%；207人選擇了期望能夠解決就業(yè)問題，占調查樣本總數(shù)的37%；另外，還有51人選擇了一次性支付足夠的錢，占調查樣本總數(shù)的12%，其中大部分都是年輕人，他們主要是缺少創(chuàng)業(yè)啟動資金，希望用獲得的土地補償金去創(chuàng)業(yè)；還有62人選擇了提供教育培訓，占樣本總數(shù)的9%，這些人多處于中年，由于自身掌握的技能少，他們在就業(yè)市場上處于劣勢，期望政府提供教育培訓以提高自身文化素質水平。

（二）失地農民養(yǎng)老保險實施情況調查

1. 失地農民參加養(yǎng)老保險情況。在調查的失地農民中，大部分人參加的是“鎮(zhèn)?！保颊{查樣本總數(shù)的78%，另有8%的失地農民參加的是城保，14%的失地農民參加征地養(yǎng)老，如圖1所示。

2. 失地農民每月領取的養(yǎng)老金待遇標準。在所調查的失地農民群體中，大部分人每月領取的養(yǎng)老金待遇標準在851～950元，占調查樣本總數(shù)的51%，領取750～850元的占調查樣本總數(shù)的34%，養(yǎng)老金水平在951～1 050元的占調查樣本總數(shù)的12%，領取1 050元以上的僅占調查樣本總數(shù)的3%。

（三）失地農民就業(yè)培訓調研情況

1. 失地農民就業(yè)狀況。從調查的情況看，他們在失去土地后，仍有51人從事務農，占調查樣本總數(shù)的9%；有118人從事保潔員，占調查樣本總數(shù)的21%；有97人從事保安，占調查樣本總數(shù)的17%；從事個體經營的有106人，占調查樣本總數(shù)的19%；成為工人的有117人，占調查樣本總數(shù)的21%；失業(yè)的有38人，占調查樣本總數(shù)的7%。

2. 失地農民再就業(yè)困難程度調研情況。在調查的失地農民中，47%的失地農民認為再就業(yè)是非常困難的，37%的失地農民認為再就業(yè)一般困難，只有16%的失地農民認為再就業(yè)是沒有困難的。

3. 失地農民未能就業(yè)原因的調查情況。針對失地農民未能就業(yè)的原因也進行了調查，問卷數(shù)據(jù)顯示，有39.75%的失地農民認為是自身的文化素質低不能夠順利就業(yè)，27.7%的失地農民認為自身掌握的技能少，難以找到工作，18.35%的失地農民認為自己的年齡大無法找到工作，也有14.21%的失地農民在失地后不想找工作。

四、上海市松江區(qū)佘山鎮(zhèn)失地農民養(yǎng)老保險的調查結論

通過實地調研發(fā)現(xiàn)松江區(qū)佘山鎮(zhèn)失地農民養(yǎng)老保險還存在以下需要解決的問題。

（一）失地農民養(yǎng)老保險保障水平低

通過實地調研我們了解到，上海市現(xiàn)行的失地農民養(yǎng)老保險保障水平仍然沒有達到失地農民要求的標準，51%的失地農民對目前的失地農民養(yǎng)老保險保障水平是不滿意的，22%的失地農民對保障水平非常不滿意，只有7%的失地農民對養(yǎng)老保險保障水平是非常滿意的，20%的失地農民基本滿意（見圖2），可見提高養(yǎng)老保險保障水平已經勢在必行。

通過對上海市已經頒布的失地農民養(yǎng)老保險相關政策進行梳理，也可以看出來，失地農民養(yǎng)老保險保障水平的歷年調整幅度并不大，從另一個角度證明了失地農民難以對目前養(yǎng)老保險保障水平滿意。

自2003年上海市頒布小城鎮(zhèn)社會保險暫行辦法至今，上海市每年都會根據(jù)本市職工平均工資增長幅度和居民消費價格指數(shù)的變化情況對失地農民養(yǎng)老保險待遇予以調整，如表1所示。

可以發(fā)現(xiàn)每年的養(yǎng)老金增長幅度差別較大，增長最多的是2008年每月增加100元，增長最少的是2005年每月只增加35元，不固定的增長金額難以從根本上保障失地農民的自身利益。

自2007年開始，上海市人保局每年都會下發(fā)一個補充通知，適當?shù)靥岣呤У剞r民養(yǎng)老金標準（見表2），但增加的金額并不多，2007年和2009年每月只增加了15元，增長幅度最多的是2011年，每月增加55元。在生活成本不斷增加的情況下，目前每年增加的養(yǎng)老金已經難以滿足失地農民的要求，有必要提高失地農民的養(yǎng)老金標準。

（二）失地農民受教育程度低

從調查情況來看，失地農民的受教育程度普遍偏低，大部分人只具有小學或初中學歷，分別占調查樣本總數(shù)的20%和38%，高中文化水平的占調查樣本總數(shù)的23%，大專以上學歷的占樣本總數(shù)的12%。另外，各個年齡段的失地農民文化水平差別較大，50周歲以上的失地農民基本屬于文盲和半文盲，占調查樣本總數(shù)的7%（圖3所示）。由于失地農民的文化水平低，而且掌握的技能少，增加了他們就業(yè)的難度。

（三）失地農民再就業(yè)難

目前針對失地農民實施的很多養(yǎng)老保險政策，都只是一種生活指向性的安排，而并不是一種就業(yè)指向性的安排[1]。建立失地農民養(yǎng)老保險制度能夠解決失地農民的養(yǎng)老保險問題，但并沒有解決失地農民生產方式轉變和職業(yè)轉換的問題。調研發(fā)現(xiàn)有大部分的失地農民都能夠解決自身的就業(yè)問題，但大部分從事的都是很低級的工作，保潔員、保安和建筑工人是失地農民的主要就業(yè)方向。這種勞動方式對從業(yè)人員要求低，競爭人數(shù)多也使他們再就業(yè)遇到了很多困難。另外，許多失地農民都沒有接受過正規(guī)的教育培訓，他們想自主創(chuàng)業(yè)也是比較困難的。大多數(shù)的失地農民都希望政府能夠對他們進行培訓，掌握一門技術受益終生。

五、上海市松江區(qū)佘山鎮(zhèn)失地農民養(yǎng)老保險問題的成因分析

1999年以來，我國針對失地農民采取的政策是一次性貨幣補償，但是這種方式沒有將失地農民的長遠生活考慮在內，而且在征地的過程中，容易發(fā)生侵犯失地農民利益的情況，這嚴重地影響了城鎮(zhèn)化的進程和失地農民養(yǎng)老保險制度的建設。

（一）征地補償制度不合理

目前我國采取的征地補償制度還存在很明顯的計劃經濟特征，在市場經濟逐步健全的情況下，如果土地補償標準仍然按照計劃經濟時代的思路進行，顯然是不合理的。根據(jù)《中國人民共和國土地管理法》的有關規(guī)定，計算土地征用補償標準也是根據(jù)土地前三年的平均產值。這種補償方式不僅違反市場經濟規(guī)律，也難以準確地反映土地市場的供求狀況，更不能保障失地農民的長遠生活。上海市的征地補償標準與全國其他地區(qū)相比是比較高的，各區(qū)縣糧棉地的征地補償標準是相同的為1 570元/畝，蔬菜地的補償標準各區(qū)縣是不同的，閔行區(qū)、徐匯區(qū)華涇鎮(zhèn)和長寧區(qū)新涇鎮(zhèn)補償標準較高為3 260元/畝，而崇明縣的蔬菜地補償標準在上海市各區(qū)縣中是最低的僅為2 750元/畝，其他各區(qū)縣補償標準是一致的為2 900元/畝。但我們還要看到目前上海市征地補償制度的不足之處，上海市在征地過程中實施的補償辦法是上海市物價局和財政局在2006年制定的，已經難以適應現(xiàn)在的經濟發(fā)展形勢。如果仍然按照現(xiàn)行辦法來補償失地農民，是很難滿足失地農民的愿望，更不能提高他們的養(yǎng)老保險保障水平。所以，應該結合近幾年上海市經濟發(fā)展的實際情況，盡快制定新的征地補償制度。

（二）政府保障措施不到位

通過調研發(fā)現(xiàn)，一半以上的失地農民很難找到滿意的工作，一方面，這與失地農民的文化水平低有關，另一方面也與政府的責任缺失有關。在受調查的失地農民群體中還有34%的人沒有參加過政府的培訓（圖4所示），這表明政府的培訓工作還不到位。失地農民由于長期從事務農，基本只會種植和養(yǎng)殖技術，很難接受到專業(yè)的技能培訓。即使那些有工作經驗的失地農民，他們在企業(yè)所做的也都是體力勞動，沒有學到真正的技術。他們也期望政府能夠提供培訓，在接受調查的失地農民群體中，27.88%的人選擇了計算機培訓，16.91%的人選擇了家政服務培訓，16.01%的人選擇了廚師培訓，13.85%的人選擇了家電維修培訓，13.13%的人選擇電焊工培訓，12.23%的人選擇了美容美發(fā)培訓，見圖5。

總之，失地農民面臨很多就業(yè)難和創(chuàng)業(yè)難的問題，他們很難依靠自身的能力去解決這些問題。因此，政府應該承擔解決失地農民就業(yè)難和創(chuàng)業(yè)難問題的責任，把解決失地農民的就業(yè)問題從制度上和政策上予以落實。

（三）失地農民養(yǎng)老保險保障水平調整體系不科學

上海市失地農民養(yǎng)老保險保障水平雖然在逐年地得到提高，但是這種調整幅度仍然難以確保失地農民養(yǎng)老保障權利的充分實現(xiàn)。上海市已經為失地農民養(yǎng)老保險保障水平的提高做出了很大的努力，每年都會根據(jù)上海市職工平均工資增長幅度和居民消費價格指數(shù)的變化情況予以調整，但這種調整幅度存在很大的不確定性，有的年份每人每月增加40元，有的年份每人每月增加100元，現(xiàn)行的養(yǎng)老金調整方式，一般是按照社會平均工資的浮動或者根據(jù)社會經濟發(fā)展狀況來進行的，具有很大的隨意性和盲目性，未能將養(yǎng)老保險保障水平的調整與經濟發(fā)展的各項指標結合起來，缺乏科學的精算，缺乏具體可行的操作化指標或標準體系，從而也無法保障調整后的養(yǎng)老保險待遇標準適應社會經濟發(fā)展水平。

因此，采取合理的失地農民養(yǎng)老保險待遇的動態(tài)調整機制，對保障失地農民的生存權和發(fā)展權，讓失地農民分享社會經濟發(fā)展成果，具有重要的現(xiàn)實意義[2]。

六、完善上海市失地農民養(yǎng)老保險制度的對策

隨著上海市城鎮(zhèn)化進程的加快，土地非農化現(xiàn)象仍會存在，還會產生很多失地農民。因此，如何完善失地農民養(yǎng)老保險制度，保障失地農民利益將顯得尤為重要。

（一）提高征地補償標準，完善征地補償制度

制定合理的征地補償標準，不能僅僅考慮到土地征用前的價值，更應該考慮到征用土地后由于土地所處的地理位置、土地市場的供求關系、社會經濟發(fā)展的狀況以及政府的政策等因素影響下的土地增值部分[3]。土地是農民重要的生產資料，它對農民而言不僅僅只具有簡單的生活保障功能，更具有就業(yè)保障功能，因此，征地補償標準的制定還要考慮到農民失去土地后產生的再就業(yè)成本及物價上漲增加的生活成本。當然，也要清醒地認識到上海市各區(qū)縣的不同經濟發(fā)展狀況，所以制定征地補償標準也要充分考慮到各區(qū)縣政府的財政收支情況，科學地制定征地補償標準。

與此同時，對現(xiàn)行的征用土地分配制度改革也是很有必要的，政府征用土地后將其賣給開發(fā)商，這中間產生的利潤是巨大的，但農民只獲得了很少的一部分，大部分都被政府和開發(fā)商獲取，這種不合理的分配制度不僅容易滋生腐敗，還會造成土地要素市場產生不合理的交易價格。失地農民的經濟利益也受到了極大的損害，使農民和政府之間的矛盾逐漸增大，影響社會的和諧穩(wěn)定。因此，對征用土地分配制度改革，就要堅持維護失地農民切身經濟利益的原則，在對土地收益進行分配的過程中，要給予失地農民更多的土地收益，這不僅能夠保障失地農民的經濟利益，還能讓失地農民分享到城鎮(zhèn)化帶來的好處。

（二）加強教育培訓，促進失地農民就業(yè)

就業(yè)是民生之本，由于失地農民的自身文化素質偏低，掌握的勞動技能少，他們很難在城市中找到合適的工作崗位。解決失地農民就業(yè)問題的關鍵就在于提高失地農民的自身素質，鼓勵他們參加教育培訓，使他們能夠適應現(xiàn)代市場的要求。政府部門還應健全現(xiàn)有的就業(yè)培訓體系，根據(jù)失地農民的自身特點，有針對性的進行培訓，以便順利地促進失地農民就業(yè)。在此基礎上，政府部門還應該加強對失地農民的就業(yè)指導，結合本地區(qū)的實際情況，制定優(yōu)惠政策促進失地農民順利就業(yè)?？紤]到失地農民的自身文化水平，政府要大力扶持第三產業(yè)，鼓勵其吸收失地農民，對于招用失地農民的企業(yè)給予一定的鼓勵和政策優(yōu)惠，同時還要在政策上對自主創(chuàng)業(yè)的失地農民給予特殊的照顧，以實現(xiàn)失地農民的多渠道就業(yè)。

（三）促進征地養(yǎng)老制度與“鎮(zhèn)?！敝贫炔④墸岣呤У剞r民“鎮(zhèn)?！贝鰳藴?/p>

2011年《社會保險法》實施后，上海市已經由原來的五種社會保險制度轉變?yōu)槿N社會保險制度，即“城?！薄ⅰ熬颖！焙汀靶罗r?！?，不僅面臨著新老被征地人員之間社保待遇的比較，也將面臨著被征地人員與外來從業(yè)人員社保待遇的比較[4]。所以，政府可以從制度設計方面提高失地農民的社保待遇。

由于上海市征地養(yǎng)老制度是各區(qū)縣負責實施，它的預防風險能力并不高。同時各區(qū)縣的失地農民享受的養(yǎng)老保險待遇標準差距也各不相同，因此，要逐步將征地養(yǎng)老制度與“鎮(zhèn)?！敝贫炔④?，以保障上海市失地農民能夠適用統(tǒng)一的社會保障制度。目前，“鎮(zhèn)?！贝鰳藴氏鄬^低，有的甚至低于征地城保人員。隨著《社會保險法》的實施，“城?！?、“鎮(zhèn)?！焙汀熬C?！钡牟④?，造成部分失地農民享受的養(yǎng)老待遇標準還沒有外來從業(yè)人員的待遇標準高，導致社會成員的不公平，影響了社會的和諧穩(wěn)定。因此，政府要加大財政投入力度，拿出部分土地收益，進一步提高失地農民的“鎮(zhèn)?！贝鰳藴?。

（四）構建科學的失地農民養(yǎng)老保險保障水平調整機制

通過調研發(fā)現(xiàn)，上海市現(xiàn)行的失地農民養(yǎng)老保障水平待遇調整機制未能將養(yǎng)老保險保障水平的調整與經濟發(fā)展的各項指標結合起來，養(yǎng)老保險待遇調整只是根據(jù)本市職工平均工資增長幅度和居民消費價格指數(shù)的變化情況予以調整，這種待遇調整方法具有很大的隨意性，缺乏科學的精算，無法保障調整后的養(yǎng)老保險待遇能夠滿足失地農民的生活需要。因此，要結合上海市的實際情況構建科學的失地農民養(yǎng)老保險保障水平調整機制，養(yǎng)老保險待遇的調整要將社會經濟發(fā)展水平、物價水平、人口預期壽命和基金預算平衡等多方面的因素結合到一起[5]，才會提高失地農民養(yǎng)老保險保障水平。

參考文獻：

[1]翟年祥，項光勤.城市化進程中失地農民就業(yè)的制約因素及政策支持[J].中國行政管理，2012，（2）：50-51.

[2]何宏蓮，王威武.農地規(guī)模經營與農村社會保障制度關聯(lián)分析[J].商業(yè)研究，2011，（12）：207-211.

[3]郭喜.被征地農民養(yǎng)老保障現(xiàn)狀分析及政策改進[J].中國行政管理，2012，（5）：75-76.