以_五普_数据为基础对我国城镇化水平修补的建议

增加的样本量,然后在每层中选取永久随机数最小的企业作为新增样本。

四、连续性调查中利用永久随机数轮换样本的方法
通过各次调查间传递永久随机数进行样本轮换。

比如样本在4年内轮换完,每年轮换掉样本的1 4。

1 应用抽样比的方法。

仍以400万元以上的层为例,假定从第二次年度调查开始进行样本轮换,以后每年轮换1 4。

具体操作方法是:首先计算抽样比,轮换的第一年就是要换掉75个(300 1 4=75)样本,抽样比变为0 015605[(300-75) 14418=0 015605],然后将此层中永久随机数小于0 015605的样本保留,大于0 015605的样本轮换掉,再在此层中将大于抽样比0 020807和小于抽样比0 026009[(300+75) 14418=0 026009]之间的永久随机数对应的企业作为新样本。

其他各层方法相同。

轮换的第二年、第三年、第四年方法依次类推。

2 应用固定样本量的方法。

依然以400万元以上的层为例,假定从第二次年度调查开始进行样本轮换,以后每年轮换1 4,即75个。

就是要在300个样本中,保留永久随机数最小的225个,轮换掉永久随机数最大的75个,再在此层中(不包括原抽选的300个样本)选取永久随机数最小的75个企业作为新样本。

其他各层方法相同。

轮换的第二年、第三年、第四年方法依次类推。

参考文献
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作者简介:田秀华,女,毕业于中南财经大学计划统计系,现任国家统计局企业调查总队产业调查处副处长。

(责任编辑:何 平)
以 五普 数据为基础对我国城镇
化水平修补的建议
周一星 于海波
ABSTRACT
The fifth population census shows that the level of urbanization was36.09%.Because the fifth cen sus used a different standard to enumerate the urban population,the proportion of the urban population in the national total have suffered from incomparability.Based on this level and using an United Nations method,this paper reconstructs two sets of comparable time series data on the levels of urbanization in China,one for1990 2000and the other for1982 2000.Authors recommend the sec ond scheme.
关键词:城镇化水平;第五次人口普查;可比性
一、问题的提出
第五次全国人口普查公布2000年11月1日不计军人在内的居住在城镇的人口为45594万人,占总人口的36 09%。

笔者认为这一结果基本符合我国城镇化的实际水平,是可以接受的。

由于我国市镇设置标准和行政管辖范围的多变,我国城镇人口的统计口径也频繁变化。

1953年第一次人口普查的城镇人口采用市镇行政辖区的总人口。

1964年二普时改用市镇行政辖区的非农业人口,走入了偏小统计。

1982年三普时又改用市镇行政辖区的总人口,应该说回到了正确的轨道。

但是由于随后1984年和1986年我国市镇设置标准下降,新设市镇数量激增;大量的县改市、乡改镇、县改区,市镇行政辖区空前扩张,我国的市镇人口走入了偏大统计。

按此口径1989年城镇人口比重高达51 7%对国情产生了严重误导(按此口径1999年更高达73%)。

1990年四普对城镇人口统计不得不改用新标准。

对设区的市采用区的总人口,对不设区的市和镇采用街
44 统计研究
Statistical Res earch
2002年第4期
No.4 2002
道办事处和居民委员会的人口。

分析表明,对设区的市基本上是偏大统计,对不设区市和建制镇是偏小统计,偏大偏小互相抵消,总体上偏小了一点,但总量上基本能反映我国当时的实际情况。

此次五普的城乡人口划分标准在四普标准的基础上又作了重要改进(国家统计局, 1999)。

新标准的精神实质是:(1)用人口密度把设区市的区分成两类,只把1500人 Km2以上的区(一般是城区和近郊区)的人口全部算做城镇人口,而对1500人 Km2以下的区(一般是远郊区),只计算真正的城镇部分,乡村部分不再计入城镇,从而一定程度上克服了四普对设区市城镇人口的偏大统计;(2)对不设区市和建制镇,除了按照城市社区管理的街道办事处和居民委员会人口以外,还包括了与市镇驻地建设用地相连的乡镇地域和村委会地域,可以认为这一地域的人口大都以非农业经济活动为主,从而一定程度上克服了四普对不设区市和建制镇人口的偏小统计。

因此,从原则上讲,这一标准比四普更趋完善。

二、 五普 与 四普 的城镇化水平存在的问题
由于五普对城镇人口的统计口径与四普有所不同,两次普查的城镇化水平不能简单类比,而且难免会出现五普公布的城镇人口比重与国家统计局公布的按照四普口径抽样调查获得的1990年以后的历年数据不能衔接的问题。

例如国家统计局曾公布1999年底全国城镇人口的数量为38892万人,占全国总人口的30 89%(国家统计局,2000)。

2000年11月1日按新标准统计的数据与1999年按四普口径公布的数据相差5 2个百分点。

显然我国的城镇化水平在不到一年的时间里不可能上升5 2个百分点。

假设国家统计局公布的1990 1999年的数据是可靠的,则在这9年中我国城镇化的速度为年均提高0 50个百分点([30 89-26 41] 9=0 49777)。

再假设2000年我国的城镇化按平均速度0 50个百分点发展(忽略掉2000年11月和12月两个月的发展),则2000年按四普口径统计的城镇人口比重应该为31 39%(30 89+0 5=31 39)。

由此可以估计新旧口径在2000年城镇人口统计上的差值大约为4 7个百分点(36 09-31 39=4 7)。

这一差值在笔者看来并不很大,是完全可以解释的:
1 由于不设区市和建制镇的数量比设区市要多得多,其数量增长也快得多,因此五普对设区市、不设区市和建制镇城镇人口统计口径的调整,对克服以前偏小统计因素的分量要大于克服偏大统计因素的力量。

2 五普城镇人口中包括的外来人口的比例比四普要大一点。

五普对外来人口的统计口径指的是常住在登记地但离开常住户口所在地半年以上的人,而四普计算的外来人口指的是离开户口所在地一年以上的人口。

从研究城镇化的角度来看,一个农民如果一年中有多一半的时间呆在城镇,而且是在农忙的多半年里(5月到10月底)呆在城镇,把他们看作城镇人口还是合适的。

重要的是统计标准不要在半年和一年之间来回变动。

3 五普把没有城镇建制或城镇驻地以外的常住人口在3000人以上的工矿区、开发区、旅游区、科研单位、大专院校等特殊地区按城镇看待。

以往的人口普查(除了1955年公布的第一个设置城镇建制的决定和关于城乡划分标准的规定中有关于城镇型居民区的规定以外)都把城镇人口与城镇建制紧紧联系在一起。

这是五普与四普在城镇人口统计口径上又一处不同的地方。

这也是合理的。

国内外的大多数学者认为我国城镇化发展的实际水平远远滞后于经济发展水平,属于低度城镇化类型(周一星,1982;Ran and Berry,1989;付晨,1995;孙立平,1996;郭熙保,1996;周一星,曹广忠1999;孙永正,1999;叶裕民, 1999;王一鸣等,2000)。

虽然造成我国低度城镇化的主要原因是改革开放以前长期推行的 非城镇化的工业化 政策以及改革开放以后推行的 离土不离乡,进厂不进城 的农村分散的非农化政策,但是也不能排除在城镇人口统计口径上的原因。

我国城镇化总体滞后的背景,为五普对城镇化水平的适度上调留下了一定的空间。

在笔者看来这并不是一件坏事。

调整后的我国城镇化水平仍然是滞后的。

三、以五普数据为基础对我国城镇化水平的修补
尽管2000年城镇人口比重在新旧口径上大约4 7个百分点的差值有其存在的合理原因,但是这个差值不能集中在一个年份消化,必须把它分配到2000年以前各年。

也就是说要用五普的统计标准去修正用四普标准统计的历年数据,就象10年前曾经用四普的统计标准去修正1982年三普以来的数据一样。

只有这样才能保持我国城镇人口比重数列的完整性。

借用联合国法可以比较容易地解决这个问题。

联合国法是联合国用来预测世界各国的城镇化水平时常用的一种方法。

它的关键是根据已知的两个代表年份的城镇人口和乡村人口,求取城乡人口增长率差。

假设城乡人口增长率差在预测期保持不变,则向外推可求得预测期末的城镇人口比重,向内推也可以估测代表年份之间各年的城镇人口比重。

联合国法的优点是它符合正常城市化过程的S型曲线的原理(United Nations,1980;周一星, 1995)。

具体计算方法如下:
45
周一星 于海波:以 五普 数据为基础对我国城镇化水平修补的建议
首先用式(1)求两个代表年份间的城乡人口增长率差:
URGD=ln PU(2)[1-PU(2)]
PU(1) [1-P U(1)]
n(1)
URGD为城乡人口增长率差,PU(1)为前一个代表年的城镇人口比重,PU(2)为后一个代表年的城镇人口比重,n为两个代表年份间的年数。

然后用式(2)测算某年的城镇人口比重:
PU(t) 1-PU(t)=
PU(1)
1-P U(1)
e U RGD t(2)
PU(t)为t年的城镇人口比重,t为距离前一个代表年的年数。

用这一方法可以方便地得到两个代表年之间各年的城镇人口比重的理论修正值。

但从已经公布的资料告诉我们,需要修补的这些年的城镇人口比重的增长速度有快有慢,即实际的城乡人口增长率差并不象联合国法的理论假设那样是相等的,因此要根据已有资料的实际趋势对理论修正值进行再修正。

对历史资料进行修正的关键是确定修正的起始年。

笔者做了两个方案的尝试。

方案1,从1990年开始修正。

已知四普数据1990年7月1日城镇人口比重为26 23%和五普数据2000年11月1日36 09%,以及这期间按四普口径的历年数据(表1A栏),将0 2623和0 3609,n=10 33代入上面的式(1),得URGD= 0 044766612。

再代入式(2),得到各年的理论修正值(表1B栏)。

该栏数据需要根据已知历年的实际趋势进行再修正。

将已知的1990年四普所得的26 23%和相同口径所得的1999年30 89%,n=9 5,同样代入式(1),得URGD =0 024082255,再代入式(2),算出1990 1999年之间各年按四普口径计算的理论值(表1C栏),然后算出1990 1999年间各年按四普口径的实际值与理论值的比值,这一比值代表了1990 1999年间我国城镇化增长的相对趋势,可以作为对B栏数据进行修正的修正系数(表1D 栏),最后把B栏的历年数据乘以D栏的修正系数,即得到我们需要的建议修正值(表1E栏)。

这样就把两次人口普查年之间各年的城镇人口比重衔接起来了。

这一修正的优点是保持了1982、1990、2000年各次普查结果的严肃性。

缺点是把新旧口径的差额分摊在90年代,使90年代城镇化的平均速度达到年均0 96个百分点,超过了80年代的速度。

按照现已公布的1982 1990年按四普口径修正的数值,这8年间的城镇化年均增长速度为0 7个百分点,而按相同口径90年代的年均增长速度为0 5个百分点,也就是说80年代实际的城镇化速度应该比90年代要快才更合理。

经济发展的历史也说明我国80年代的经济增长率要高于90年代的经济增长率。

表1以1990年为起始年的城镇化水平的修正
时间
A B C D E
已公布的
城镇人口
比重值
(%)
联合国法
修正的理
论值(%)
联合国法
计算的四
普口径下
的理论值
(%)
修正系数
(D=A C)
建议
修正
值(%)
(E=
B D) 1990年7 1(26 23)(26 23)(26 23)空(26 23) 1990年末26 4126 6726 460 998126 62 1991年末26 3727 5526 930 979226 98 1992年末27 6328 4527 411 008028 68 1993年末28 1429 3727 891 009029 63 1994年末28 6230 3128 381 008530 57 1995年末29 0431 2628 871 005931 44 1996年末29 3732 2329 371 000032 23 1997年末29 9233 2229 871 001733 28 1998年末30 4034 2230 381 000734 24 1999年末30 8935 23(30 89)空35 23 2000年11 1(36 09)(36 09)空空(36 09) 2000年末空36 26空空36 26表2以1982年为起始年的城镇化水平的修正
时间
A B C D E
已公布的
城镇人口
比重值
(%)
联合国法
修正的理
论值(%)
联合国法
计算的四
普口径下
的理论值
(%)
修正系数
(D=A C)
建议
修正
值(%)
(E=
B D) 1982年7 1(20 60)(20 60)(20 60)空(20 60) 1982年末21 1320 9520 861 012921 22 1983年末21 6221 6621 371 011721 91 1984年末23 0122 3921 901 050723 52 1985年末23 7123 1322 441 056624 44 1986年末24 5223 9022 981 067025 50 1987年末25 3224 6823 541 075626 55 1988年末25 8125 4724 101 071027 28 1989年末26 2126 2924 671 062427 93 1990年末26 4127 1225 261 045528 35 1991年末26 3727 9725 851 020128 53 1992年末27 6328 8326 451 044630 12 1993年末28 1429 7127 061 039930 90 1994年末28 6230 6027 671 034331 65 1995年末29 0431 5128 301 026132 33 1996年末29 3732 4328 941 014932 91 1997年末29 9233 3729 581 011533 75 1998年末30 4034 3230 231 005634 51 1999年末30 8935 28(30 89)空35 28 2000年11 1(36 09)(36 09)空空(36 09) 2000年末空36 25空空36 25 方案2,从1982年开始修正。

46统计研究
为了克服上一个方案的缺陷,保持1982年三普以来城镇人口统计口径的统一性,我们把修正的起始年定在1982年。

同理,将1982年三普结果PU(1)=0 206、五普结果PU(2)=0 3609和n=18 33代入(1)式,得URGD= 0 0424266,再代入(2)式得各年的修正理论值(表2B栏)。

将PU(1)=0 206、PU(2)=0 3089和n=17 5代入(1)式得URGD=0 03108231,再代入(2)式得按四普口径计算的理论值(表2E栏)。

A C得修正系数(表2D栏),B D得我们需要的建议修正值(表2E栏)。

这一修正的优点是保持了1982年以后城镇人口统计口径和城镇化趋势的完整性,代表了我国改革开放以后与经济发展基本相应的城镇化过程。

修正的年份虽然比较多,修正的幅度却比较小。

缺点是四普的城镇人口的统计结果不再有反映。

总体上我们比较倾向于这一方案。

四、几点建议
1 自从四普以后各个省区就再没有各自城镇人口比重的历年资料,应该利用五普的机会把这一统计系列重建起来,以指导各省区的城镇化建设。

对各省区城镇化水平的修补虽有难度,笔者认为并不是做不到的。

2 一个国家经常改变重要的统计口径和修正重要的统计数据,在国际上是非常忌讳的,我国的城镇人口统计就经常受到国际学术界的批评(Orleans,1982;Orleans and Burham,1984;Chan,1994;Zhang and Zhao,1998)。

我们诚恳地希望在五普标准的基础上,城镇人口的统计标准要进一步的完善,用语进一步的准确和规范。

只要我国市镇的行政区划不作大的调整,城镇人口的统计口径只可微调,不要再有原则性的大改大变。

3 新标准对设区市的偏大统计已经有了基本的办法,但是对不设区市和建制镇会不会从原来的偏小统计逐渐走向偏大统计是非常值得注意的动向。

近年来,各地为了推进城镇化战略,在出现县和县级市纷纷改区的热潮的同时,又出现了各地归并乡镇的热潮,县和县级市的驻地纷纷扩大辖区,把乡改编为街道办事处,把村委会改编为居委会。

有时甚至一个单元两块牌子,各取所需。

如果这些地方确实已经城镇化了,这种改编是可以理解的,但在有些情况下,并不是如此。

4 在五普进行前后,我国从中央到地方都围绕着制订十五计划确定了自己的城镇化目标,由于当时五普尚未进行或结果尚未公布,各方都是基于四普口径提出的目标。

现在公布了五普结果以后,各方都面临着重新调整城镇化目标的工作。

这种调整要把良好的愿望、革命的热情和实事求是的态度结合起来。

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作者简介:周一星,北京大学城市与环境学系教授。

于海波,北京大学城市与环境学系学生。

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