中國縣域城鎮(zhèn)化、就業(yè)率與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系的實(shí)證研究

[摘要]剖析縣域城鎮(zhèn)化、就業(yè)率與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的關(guān)系，對于我國縣域城鎮(zhèn)化建設(shè)具有重要的戰(zhàn)略意義。運(yùn)用面板數(shù)據(jù)回歸方法，對2002—2011年我國東中西部三個區(qū)域24個縣的縣域城鎮(zhèn)化、就業(yè)率與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證性研究。結(jié)果表明，縣域城鎮(zhèn)化與就業(yè)水平存在一定的均衡關(guān)系，縣域就業(yè)率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平促進(jìn)了縣域城鎮(zhèn)化的發(fā)展。為了促進(jìn)我國縣域城鎮(zhèn)化、就業(yè)以及經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展，應(yīng)采取多方面的措施。

[關(guān)鍵詞]縣域城鎮(zhèn)化；縣域就業(yè)；縣域經(jīng)濟(jì)；面板數(shù)據(jù)

[中圖分類號]F29922[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A[文章編號]2095-3283（2015）02-0079-05

[作者簡介]申布語（1989-），女，漢族，河北邯鄲人，碩士研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)。一、引言

城鎮(zhèn)化是指由于生產(chǎn)力的發(fā)展而使城鎮(zhèn)的人口數(shù)量不斷擴(kuò)大，農(nóng)村人口不斷向城鎮(zhèn)集聚，城市文明不斷向四周擴(kuò)散，在此過程表現(xiàn)出了地域性質(zhì)和形態(tài)在空間上的不斷演變?？h域城鎮(zhèn)介于城市和農(nóng)村之間，既有城市的功能，又有農(nóng)村的環(huán)境，兼有城鄉(xiāng)兩種職能，是城市向農(nóng)村的過渡地帶，是農(nóng)村一定區(qū)域內(nèi)的經(jīng)濟(jì)文化中心?？h域城鎮(zhèn)以農(nóng)村為腹地，以城市為依托，對調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、改變城鄉(xiāng)人口分布、推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展發(fā)揮了重要的作用。[1]

2013年中央一號文件使“城鎮(zhèn)化”再次進(jìn)入到人們的視野，指出城鎮(zhèn)化是解決“三農(nóng)”的重要戰(zhàn)略，是實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要支撐。新型城鎮(zhèn)化也是2014年兩會上代表委員們激烈討論的話題之一。城鎮(zhèn)化的關(guān)鍵是人的市民化，而人的城鎮(zhèn)化的關(guān)鍵在于城鎮(zhèn)能否實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定就業(yè)。對于農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口而言，只有穩(wěn)定的收入和就業(yè)，才能支付在城鎮(zhèn)長期居住的生活成本，才有享受社會保障、子女上學(xué)等公共服務(wù)的可能。

從國內(nèi)外相關(guān)研究來看，對于縣域城鎮(zhèn)化的研究主要集中在我國。根據(jù)我國學(xué)者的研究，城鎮(zhèn)化與就業(yè)確實(shí)存在著一定的相關(guān)關(guān)系。Harris認(rèn)為導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距拉大，并且農(nóng)民進(jìn)入城市的原因是發(fā)展中國家的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，農(nóng)民不斷進(jìn)入城市，城市勞動力市場供需失衡，這就使城市里的失業(yè)問題越來越嚴(yán)重。[2]黃明使用時間序列分析，證明了城鎮(zhèn)化率的提高和城鎮(zhèn)就業(yè)存在相互促進(jìn)的關(guān)系。[3]朱農(nóng)認(rèn)為，農(nóng)業(yè)是城鎮(zhèn)化發(fā)展的前提，農(nóng)民增收才能促進(jìn)城鎮(zhèn)化的發(fā)展。[4]劉七華對就業(yè)總?cè)丝诤途蜆I(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行描述，利用VAR模型得出結(jié)論，我國城鎮(zhèn)化水平與就業(yè)結(jié)構(gòu)不協(xié)調(diào)。[5]

研究表明，城鎮(zhèn)化也與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在著一定的關(guān)系。盧方元利用時間序列模型，實(shí)證研究了河南省城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的關(guān)系，證明城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在著協(xié)整關(guān)系。[6]秦文俊通過國內(nèi)外的研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在著互動關(guān)系。[7]但是曾志楊認(rèn)為現(xiàn)在的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平不能唯GDP是從，不能只看經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，還要看多方面的發(fā)展。

目前我國關(guān)于縣域城鎮(zhèn)化的研究存在兩個不足：一是注重理論闡述性，研究給出了一定的理論建議，但是并沒有實(shí)證分析；二是僅僅考慮了城鎮(zhèn)化，但是沒有將重點(diǎn)放在縣域。針對這些不足，本文嘗試將城鎮(zhèn)化放在縣域考慮，分析東中西部縣域城鎮(zhèn)化、就業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的關(guān)系。

二、我國縣域城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)狀

根據(jù)《中國縣（市）社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，整理出2002—2011年我國各區(qū)域城鎮(zhèn)化的發(fā)展現(xiàn)狀，對東中西部三個區(qū)域的24個縣進(jìn)行了資料采集和梳理，以下是隨機(jī)抽取的個案的結(jié)果。表12002—2011年我國東部7縣（市）縣域城鎮(zhèn)化發(fā)展水平 單位：%年份縣域2002200320042005200620072008200920102011密云縣2536295530233023333333333195347834043404沙縣2583250025002500158028002530240026922308連平縣20540500500210523331825179517501707平果縣107210871087870130222922352240025492745吉安縣1250136413641364159115911974195719154167江陰市197123582542254226052605338337542504711武安市969972972959109610961481131614101392表1選取的是2002—2011年東部7個縣的城鎮(zhèn)化率。從數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，東部各縣域之間存在一定的差距，例如城鎮(zhèn)化率較高的江陰市，城鎮(zhèn)化率達(dá)到了4711%，而武安市的城鎮(zhèn)化率才只有13%左右。但是從總體來看，東部的城鎮(zhèn)化率比較高，總體水平大概在25%～30%之間，這與東部經(jīng)濟(jì)實(shí)力整體相對較強(qiáng)密切相關(guān)。從上升幅度來看，江陰市的上升幅度較大。表22002—2011年我國中部6縣（市）縣域城鎮(zhèn)化發(fā)展水平 單位：%年份縣域2002200320042005200620072008200920102011寧國市1662184218421842184218421849258125812581鞏義市152715191646175237523751904209921952195農(nóng)安縣1607142913391239935935104510009901071長沙縣027270270400933933090127127125準(zhǔn)格爾旗2841296337044074464346436419566766676774洪湖市3242318732223626340734073474344131913085中部各縣城鎮(zhèn)化率和東部地區(qū)相比總體水平較低，在20%左右，并且大多數(shù)城鎮(zhèn)化率近幾年提升不高，升幅大多在10%左右。這是由于中部地區(qū)縣域大多為農(nóng)業(yè)縣，自然環(huán)境不占優(yōu)勢，并且中部受到東、西部的制約，使得縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展拉動力不強(qiáng)，進(jìn)而城鎮(zhèn)化率不高。表32002—2011年我國西部5縣（市）縣域城鎮(zhèn)化發(fā)展水平 單位：%年份縣域2002200320042005200620072008200920102011華亭縣2543277827782353277823532353277831583158黔西縣1014988976964117618391957200017241685那曲縣228914290014290548012501250永寧縣1500150015001905190515001905190523812727大足縣1803180316131613161318092032229226042816西部地區(qū)由于自然條件相對惡劣，很多縣域處于山區(qū)、沙漠、高原地區(qū)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受到很多制約，這就無法為城鎮(zhèn)化過程提供豐富的資本和勞動力。同時沒有能力吸引更多的投資，導(dǎo)致生產(chǎn)力落后。各種因素都導(dǎo)致了西部的城鎮(zhèn)化率低下。從表3可以看出，西部的城鎮(zhèn)化率水平大致保持在10%左右，有些地區(qū)的城鎮(zhèn)化率還是0，有一些地區(qū)還出現(xiàn)了負(fù)增長。endprint

三、縣域經(jīng)濟(jì)與縣域城鎮(zhèn)化

縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是縣域城鎮(zhèn)化發(fā)展的保證。改革開放30多年來，我國人均GDP從1978年的379元上升到了2011年的35083元，擴(kuò)大了90多倍，同時我國也是世界上城鎮(zhèn)化發(fā)展最快的國家之一。大量的農(nóng)村人口涌入城鎮(zhèn)，為城鎮(zhèn)的發(fā)展乃至整個國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供了活力。據(jù)資料顯示，我國城鎮(zhèn)化水平與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著線性相關(guān)關(guān)系：從全國來看，二者高度相關(guān)，達(dá)到了0909；東部地區(qū)二者相關(guān)系數(shù)為0895；中部地區(qū)二者相關(guān)系數(shù)為0462，為低度相關(guān)。受到各區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，我國東部縣域城鎮(zhèn)化水平比較高，縣域經(jīng)濟(jì)更加活躍；但是中西部地區(qū)縣域城鎮(zhèn)化水平較低，居民就業(yè)率也低。我國各地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展的不平衡也反映了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異。

四、研究變量的選擇和數(shù)據(jù)說明

本文選取一系列指標(biāo)對縣域城鎮(zhèn)化、城鎮(zhèn)就業(yè)以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行度量。

（一）模型簡介

面板數(shù)據(jù)是指在時間序列上取多個截面，在這些截面上同時選取樣本觀測值所構(gòu)成的樣本數(shù)據(jù)，是同時在時間和截面上取得的二維數(shù)據(jù)。一般我們設(shè)Yit為解釋變量在橫截面i和時間t上的數(shù)值，Xit為1×k維解釋變量，則一般式可寫成：

Yit=αit+βitXit+μit，i=1，2…N；t=1，2…T

對于面板數(shù)據(jù)Yit，因?yàn)槊總€個體在相同的時期內(nèi)都有觀測記錄，所以這是一個平衡面板數(shù)據(jù)。式子是解釋k個經(jīng)濟(jì)指標(biāo)在N個個體及T個時間點(diǎn)上的變動關(guān)系。N表示個體截面成員的個數(shù)，T表示每個橫截面積成員的觀測時期總數(shù)，參數(shù)αit表示模型的常數(shù)項(xiàng)，βit表示對應(yīng)于解釋變量Xit的k×1維系數(shù)向量，K表示解釋變量的個數(shù)。μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，滿足相互獨(dú)立、零均值、同方差為σ2μ的假設(shè)。

在模型中，自由度（NT）遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于參數(shù)個數(shù)，這使得模型無法估計(jì)。為了讓模型可以估計(jì)，我們可以建立兩類模型：第一，從個體成員角度考慮，建立含有N個個體成員方程的面板數(shù)據(jù)；第二，在時間點(diǎn)上截面，建立含有T個時間點(diǎn)截面方程的面板數(shù)據(jù)。

（二）指標(biāo)和數(shù)據(jù)的選取

我們以縣域城鎮(zhèn)化率作為因變量，這里縣域城鎮(zhèn)化率是指縣域城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?；以就業(yè)作為自變量，這里選取宏觀指標(biāo)縣域城鎮(zhèn)就業(yè)規(guī)模為標(biāo)準(zhǔn)，具體計(jì)算方法為縣域就業(yè)人數(shù)比上總的就業(yè)人數(shù)，或者1減去縣域登記失業(yè)率；縣域社會經(jīng)濟(jì)水平用GDP來表示。本文選取了2003—2012年隨機(jī)抽取的全國24個縣的城鎮(zhèn)化率和縣域城鎮(zhèn)就業(yè)率來進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析。數(shù)據(jù)均來自于中國縣（市）社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒和政府統(tǒng)計(jì)公報。

五、實(shí)證結(jié)果分析

本文使用Eviews60軟件進(jìn)行實(shí)證分析，選取了2002—2011年全國24個縣市的縣域城鎮(zhèn)化率（xyczhl）、縣域就業(yè)率（xyjyl）和GDP面板數(shù)據(jù)，這些地區(qū)的拼音簡稱分別表示：寧國市（NINGGUOSHI），密云縣（MIYUNXIAN），沙縣（SHAXIAN），華亭縣（HUATINGXIAN），連平縣（LIANPINGXIAN），平果縣（PINGGUOXIAN），黔西縣（QIANXIXIAN），定安縣（DINGANXIAN），武安市（WUANSHI），鞏義市（GONGYISHI），漠河縣（MOHEXIAN），洪湖市（HONGHUSHI），長沙縣（CHANGSHAXIAN），農(nóng)安縣（NONGANXIAN），江陰市（JIANGYINSHI），吉安縣（JIANXIAN），海城市（HAICHENGSHI），準(zhǔn)格爾旗（ZHUNERGEQI），那曲縣（NAQUXIAN），庫爾勒市（KUERLESHI），永仁縣（YONGRENXIAN），紹興縣（SHAOXINGXIAN），大足縣（DAZUXIAN），永寧縣（YONGNINGXIAN）。

（一）面板的單位根檢驗(yàn)

按照正規(guī)程序，面板數(shù)據(jù)模型在回歸前需檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。李子奈曾指出，一些非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)時間序列往往表現(xiàn)出共同的變化趨勢，而這些序列間本身不一定有直接的關(guān)聯(lián)，此時，對這些數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，盡管有較高的R平方，但其結(jié)果是沒有任何實(shí)際意義的。這種情況稱為虛假回歸或偽回歸。他認(rèn)為平穩(wěn)的真正含義是：一個時間序列剔除了不變的均值（可視為截距）和時間趨勢以后，剩余的序列為零均值，同方差，即白噪聲。因此單位根檢驗(yàn)時有三種檢驗(yàn)?zāi)Ｊ剑杭扔汹厔萦钟薪鼐?、只有截距、以上都無。因此首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，這是避免出現(xiàn)偽回歸的前提條件，本文用不同的方法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。

表4面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)檢驗(yàn)方法lnxyczhllnxyjyllnGDPLLC檢驗(yàn)-390（000）*-1264（000）*-1119（000）*水平值Breitung檢驗(yàn)-046（032）071（076）-138（008）Hadri檢驗(yàn)986（000）*1129（000）*1006（000）*注：*表示在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè)；括號中的數(shù)據(jù)是該統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率

表4表示，Hadri方法對“l(fā)nxyczhl”水平值的單位根檢驗(yàn)表明“l(fā)nxyczhl”含有單位根，而LLC和Breitung結(jié)論表明不含有單位根。對于“l(fā)nxyjyl”，Breitung檢驗(yàn)和Hadri檢驗(yàn)表明只含有兩個單位根，Hadri檢驗(yàn)“l(fā)nGDP”只含有一個單位根。根據(jù)以上的檢驗(yàn)，表明各個變量都含有單位根，但是有幾個單位根，還要進(jìn)行一階差分檢驗(yàn)。

表5面板數(shù)據(jù)的一階差分單位根檢驗(yàn)檢驗(yàn)方法lnxyczhllnxyjylnGDPLLC檢驗(yàn)-18996（000）-2034（000）-1786（000）一次差分Breitung檢驗(yàn)-368（000）-273（000）087（081）*Hadri檢驗(yàn)3875（000）2854（000）2811（000）注：*表示在1%的顯著水平上接受原假設(shè)；括號中數(shù)據(jù)是該統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率

從表5可以看出，進(jìn)行一階差分檢驗(yàn)后，除了“l(fā)nGDP”一階差分檢驗(yàn)不同外，其余檢驗(yàn)結(jié)果均表明上述三個差分序列是非平穩(wěn)的，即原序列是一階以上單整序列而非平穩(wěn)序列。面板模型的變量是不平穩(wěn)的，就不可以直接進(jìn)行回歸分析，否則可能是偽回歸。endprint

（二）面板協(xié)整檢驗(yàn)

面板協(xié)整檢驗(yàn)的方法有多種，這里應(yīng)用Pedroni以回歸殘差，如表6。表6變量的面板協(xié)整檢驗(yàn)變量面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

-1324*Group ADF-stat-194*注：1除了Panel v-stat 為右尾檢驗(yàn)外，其余統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量均為左尾檢驗(yàn)；2*表示在5%的顯著水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)

上述數(shù)據(jù)表明除了Group p-stat 和Group PP-stat 檢驗(yàn)接受原假設(shè)外，其余檢驗(yàn)均拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)。綜合考慮，認(rèn)為兩個變量存在協(xié)整關(guān)系，因此，可以進(jìn)行回歸分析。

（三）模型的估計(jì)與分析

由于通過觀測面板數(shù)據(jù)散點(diǎn)圖發(fā)現(xiàn)本文使用對數(shù)建模最合理，因此，本文中我們設(shè)縣域城鎮(zhèn)化率（lnxyczhl）為被解釋變量，縣域就業(yè)率（lnxyjyl）和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnGDP）為解釋變量，方程可以寫作：

lnxyczhlit=αit+β1lnxyjylit+β2lnGDPit+ξit，i=1，2…，N；t=1，2…，T

用面板數(shù)據(jù)建立的模型通常有3種，即混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。本文首先使用F檢驗(yàn)，在給定α值的情況下，如果F值小于臨界值，則接受零假設(shè)，使用混合效應(yīng)模型，反之，如果F值大于臨界值，則拒絕零假設(shè)，使用固定效應(yīng)模型。三種方法的回歸方程如下：

（1）混合模型估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如下：

lnxyczhlit=278-542lnxyjylit-002lnGDPit

（078）（-07）（-041）

R2=0004，DW=017，SSE=15772

被估參數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)，回歸方程的擬合效果也很好，但是DW值太低，存在負(fù)自相關(guān)。

（2）個體固定效應(yīng)回歸模型，估計(jì)結(jié)果如下：

lnxyczhlit=-2821+661lnxyjylit+022lnGDPit+005D1+031D2+…+014D24

（-056）（06） （477）

R2=086，DW=117，SSE=2203

其中虛擬變量D1、D2…，D24的定義為：

Di=1，如果屬于第i個個體，i=1，2，…，24

0，其它

24個縣（市）的就業(yè)率和社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化成正比例關(guān)系，說明較高的就業(yè)率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可以促進(jìn)城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展。

（3）F檢驗(yàn)

接下來用F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)是應(yīng)該建立混合模型還是個體固定效應(yīng)模型，原假設(shè)與備擇假設(shè)分別為：

H1：模型中不同個體的截距相同

H2：模型中不同個體的截距不同

F統(tǒng)計(jì)量定義為：

F=（SSEr-SSEu）/（N-1）SSEu/（NT-N-k）=6107

F=6107>F005（23，238）

所以推翻原假設(shè)，比較上述兩個模型，個體固定效應(yīng)模型比混合模型更合理。

（4）時點(diǎn)固定效應(yīng)回歸模型，相應(yīng)的表達(dá)式為：

lnxyczhlit=348-692lnxyjylit-005lnGDPit-027D1-015D2+…+023D10

（098）（-084）（-122）

R2=004，DW=016，SSE=15266

其中虛擬變量D1、D2…D10的定義是：

Dt=1，如果屬于第t個截面，t=2002，…，2011

0，其它

（5）個體隨機(jī)效應(yīng)回歸模型，表達(dá)式為：

lnxyczhlit=-2339+559lnxyjylit+02lnGDPit+005D1+033D2+…+012D24

（-051）（056）（45）

R2=011，DW=104，SSE=2479

其中虛擬變量D1、D2、…D24定義為：

Di=1，如果屬于第i個個體，i=1，2，…，24

0，其它

（6）Hausman檢驗(yàn)

利用Hausman統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)應(yīng)該建立在時點(diǎn)固定效應(yīng)模型還是個體隨機(jī)效應(yīng)回歸模型，原假設(shè)與備擇假設(shè)分別是：

H0=個體隨機(jī)效應(yīng)模型

H1=個體固定效應(yīng)模型

由檢驗(yàn)輸出的結(jié)果可以看出，Prob=0055，在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，因此應(yīng)該建立個體固定效應(yīng)模型。

（7）估計(jì)結(jié)果及其分析

通過上文對模型的選擇和估計(jì)，最后得出了要使用固定效應(yīng)模型，估計(jì)結(jié)果如下：

表7回歸結(jié)果解釋變量系數(shù)估計(jì)值標(biāo)準(zhǔn)誤差t值P值C-28215012-056057lnxyjyl661109906055lnGDP022005477000R2=086，DW=117，F(xiàn)-statistic=5297，Prob=000以上分析得出，模型的DW值為117，擬合程度較好，通過模型檢驗(yàn)得到F統(tǒng)計(jì)量值，數(shù)值顯示方程在總體上是極為顯著的。

從表7還可以看出，縣域就業(yè)率和縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變量系數(shù)是顯著的，它們對縣域城鎮(zhèn)化的發(fā)展都有明顯的促進(jìn)作用，其中，縣域就業(yè)率每提高1個百分點(diǎn)，縣域城鎮(zhèn)化發(fā)展水平就上升661個單位，縣域城鎮(zhèn)化發(fā)展水平每提高1個百分點(diǎn)，就能拉動縣域城鎮(zhèn)化發(fā)展水平022個百分點(diǎn)。由此可以看出，對于促進(jìn)縣域城鎮(zhèn)化的發(fā)展，縣域就業(yè)率比經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的拉動力要大。并且從檢驗(yàn)中可以看出，東部地區(qū)的就業(yè)率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高能夠有效地促進(jìn)縣域城鎮(zhèn)化的發(fā)展，而中部地區(qū)的效果要小于東部地區(qū)，甚至有些西部地區(qū)的效果是負(fù)的，這就需要區(qū)別對待東中西部的縣域城鎮(zhèn)化問題。endprint

六、結(jié)論

以上實(shí)證研究表明，縣域就業(yè)率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高會促進(jìn)縣域城鎮(zhèn)化的發(fā)展，但對不同地區(qū)的影響程度不同，對東部影響較大，對西部偏遠(yuǎn)地區(qū)影響較小。從以往研究來看，大中城市的城鎮(zhèn)化發(fā)展已經(jīng)比較完備，而縣域城鎮(zhèn)的發(fā)展還有很大的空間，所以要大力發(fā)展縣域經(jīng)濟(jì)，擴(kuò)大縣域經(jīng)濟(jì)的規(guī)模，從而提高縣域城鎮(zhèn)化水平，形成完善的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高縣域人民的生活水平。同時，要合理促進(jìn)縣域城鎮(zhèn)化的發(fā)展，例如東部的一些縣市，縣域城鎮(zhèn)化水平較高，就要放緩速度，合理調(diào)整政策。中部的縣域要合理發(fā)展城鎮(zhèn)化，使城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展相協(xié)調(diào)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。西部落后地區(qū)的縣域不要急功近利，要大力發(fā)展縣域經(jīng)濟(jì)，如果經(jīng)濟(jì)水平趕不上縣域城鎮(zhèn)化的發(fā)展，就會產(chǎn)生比較高的失業(yè)率，進(jìn)而出現(xiàn)一系列的經(jīng)濟(jì)和社會問題。

黨的十八屆三中全會指出，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)是制約城鄉(xiāng)發(fā)展一體化的主要障礙。必須健全體制機(jī)制，形成以工促農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)、工農(nóng)互惠、城鄉(xiāng)一體的新型工農(nóng)城鄉(xiāng)關(guān)系，讓廣大農(nóng)民平等參與現(xiàn)代化進(jìn)程、共同分享現(xiàn)代化成果。要加快構(gòu)建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系，賦予農(nóng)民更多財產(chǎn)權(quán)利，推進(jìn)城鄉(xiāng)要素平等交換和公共資源均衡配置，完善城鎮(zhèn)化健康發(fā)展體制機(jī)制。提高縣域城鎮(zhèn)化的一個重要措施就是改革戶籍制度。首先，在縣域進(jìn)行戶籍制度改革，放寬縣域城鎮(zhèn)的戶籍準(zhǔn)入門檻，鼓勵農(nóng)民進(jìn)城落戶。其次要做好公共服務(wù)均等化，通過推進(jìn)城市合理布局，合理分配公共資源。第三，加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)教育，重視農(nóng)村的九年義務(wù)教育，全面提高農(nóng)民的素質(zhì)。只有農(nóng)民的素質(zhì)提高了，才會增強(qiáng)就業(yè)的競爭力，更好地促進(jìn)縣域城鎮(zhèn)化的發(fā)展。

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Abstract： Analysis of the relationship between urbanization，employment rate and level of economic development of the county，the urbanization of the county has important strategic significance. This paper uses panel data regression method，the relationship between the county urbanization，employment rate and level of economic development of China conducted empirical research. The results show that the presence of county urbanization and a certain level of employment equilibrium relationship，county employment and promote the countys economic development level of urbanization development. In order to promote the coordinated development of the county urbanization，employment and the economy should take a variety of measures.

Key words： county urbanization；county employment；county economy；panel data（責(zé)任編輯：郭麗春）endprint