中國經(jīng)濟分析論文

中國經(jīng)濟分析論文

　　我國經(jīng)濟正處于空前的大轉(zhuǎn)折時期,經(jīng)濟發(fā)展方式、發(fā)展路徑都處在新的探索和改變之中。下文是學(xué)習(xí)啦小編為大家搜集整理的關(guān)于中國經(jīng)濟分析論文的內(nèi)容，歡迎大家閱讀參考!

　　中國經(jīng)濟分析論文篇1

　　淺談中國經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關(guān)系

　　引言

　　1955年，美國經(jīng)濟學(xué)家Kuznets[1]提出了一個著名的理論：收入不均現(xiàn)象與經(jīng)濟增長之間存在倒U型的曲線關(guān)系。20世紀(jì)90年代初，Grossman，Krueger[2]和其他經(jīng)濟學(xué)家在實證研究中發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間也存在倒U型的曲線關(guān)系，即隨著經(jīng)濟增長與收入水平的提高，環(huán)境開始變得惡劣，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展到一定水平時，環(huán)境惡化的趨勢達到頂峰，之后環(huán)境質(zhì)量開始改善，這種關(guān)系類似于Kuznets提出的收入不均現(xiàn)象與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，因而被命名為環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)。

　　國外關(guān)于經(jīng)濟增長與環(huán)境污染關(guān)系的研究起步較早。Panayoutou[3]運用了30個發(fā)達國家和發(fā)展中國家1982―1994年間的數(shù)據(jù)進行分析，驗證了EKC的存在性。List，J.A.and Gallet，C.A.[4]運用了1929―1994年間美國各州的二氧化硫和一氧化氮排放量的面板數(shù)據(jù)進行分析，結(jié)果表明，在州際水平上，人均污染物排放和人均收入之間存在顯著的倒U關(guān)系。然而參數(shù)估計表明，由于先前的學(xué)術(shù)研究假定隨著時間推移個體情況不發(fā)生改變，很可能呈現(xiàn)統(tǒng)計上有偏差的結(jié)果。Dasgupta[5]發(fā)現(xiàn)，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制能使經(jīng)濟增長的每個時期污染排放水平都低于沒有規(guī)制時的排放水平，使EKC變得比較平坦。MarzioGaleotti and Alessandro Lanza[6]使用全世界超過100多個國家近25年的數(shù)據(jù)，檢驗了CO2排放與經(jīng)濟增長的關(guān)系，證明了碳排放庫茲涅茨曲線的存在性。

　　國內(nèi)對經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間關(guān)系的研究起步較晚。包群等人[7]采用中國30個省市1996―2002年的環(huán)境指標(biāo)數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)模型，研究經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的關(guān)系，實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，這兩者之間的關(guān)系很大程度上取決于污染指標(biāo)以及估計方法的選取。隨后，包群等人[8]在之前估計的基礎(chǔ)上進一步加入影響污染排放的控制變量，如人口規(guī)模、技術(shù)進步、環(huán)保政策等，對環(huán)境―收入曲線進行重新估計，加入這些控制變量后，有些環(huán)境―收入曲線發(fā)生形狀的改變，這說明這些控制變量對模型能夠產(chǎn)生影響。鄧柏盛等人[9]使用了SO2這一種污染物，得到一個有趣的結(jié)論：他們使用時間序列數(shù)據(jù)時，得出正U型曲線的關(guān)系，而使用面板數(shù)據(jù)時，得出倒U型曲線的關(guān)系。

　　沈鋒[10]以上海為例使用CO2作為污染指標(biāo)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)在上海污染與收入存在倒U型的關(guān)系。韓玉軍等人[11]將165個國家分為四類。他們發(fā)現(xiàn)，“高收入、高工業(yè)”國家出現(xiàn)了環(huán)境庫茲涅茨曲線的倒U型趨勢，“低收入、低工業(yè)”國家只是呈現(xiàn)輕微的倒U型趨勢，“高收入、低工業(yè)”國家存在“～”型趨勢，而“低收入、低工業(yè)”國家是環(huán)境污染與收入增長同步。丁煥峰等人[12]在加入了控制變量的基礎(chǔ)上，采用變量的對數(shù)形式，使用30個省市1998―2007年的環(huán)境指標(biāo)數(shù)據(jù)，構(gòu)造了帶三次項的環(huán)境收入簡約模型，重點研究控制變量對環(huán)境狀況的影響，他們指出提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量、加大環(huán)?？蒲型度搿⑥D(zhuǎn)變貿(mào)易增長方式、加強對FDI的環(huán)保規(guī)制、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提高能源利用率是促進我國經(jīng)濟環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的保障。之后，丁煥峰等人[13]考慮了區(qū)域污染與區(qū)域經(jīng)濟增長的雙向作用機制，構(gòu)建了聯(lián)立方程模型，繼續(xù)進行EKC的實證研究。研究結(jié)果表明，各種控制變量產(chǎn)生的影響有所改變。

　　從國內(nèi)外的學(xué)術(shù)研究來看，庫茲涅茨曲線較廣泛地應(yīng)用在了環(huán)境與經(jīng)濟增長關(guān)系的領(lǐng)域，學(xué)者們構(gòu)建的模型也越來越合理，越來越完善?？梢哉f，環(huán)境庫茲涅茨曲線的發(fā)展已經(jīng)相當(dāng)成熟。然而，隨著中國經(jīng)濟的飛速發(fā)展，前人的實證研究成果難以表現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀，經(jīng)濟增長與環(huán)境污染的關(guān)系需要用最新數(shù)據(jù)進行進一步的檢驗。在本文中，我們用人均SO2排放量作為污染指標(biāo)，檢驗了在過去的8年(2004―2011)中，中國的經(jīng)濟發(fā)展水平與環(huán)境污染之間的關(guān)系。此外，計量模型中控制變量的系數(shù)反映了這些變量對污染程度的影響，我們據(jù)此向政府提出了加強污染物排放管制以及增加國際貿(mào)易來降低環(huán)境污染，改善環(huán)境質(zhì)量的政策建議。

　　一、數(shù)據(jù)來源及變量選取

　　本文使用了2004―2011年一共8年來自30個省、自治區(qū)、直轄市的數(shù)據(jù)(不包括香港，澳門，臺灣和西藏)，數(shù)據(jù)來源由國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫(http：//www.stats.gov.cn/)整理計算而得。選取的各個變量如表1所示：

　　二、理論模型

　　為了探究中國經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間是否存在倒U型關(guān)系，我們檢驗中國人均GDP與人均SO2排放量之間的關(guān)系。國際上根據(jù)環(huán)境庫茲涅茨理論產(chǎn)生的計量模型有兩大類：一類是基于時間序列數(shù)據(jù)分析的模型，這類模型不含有對數(shù)形式;另一類是基于面板數(shù)據(jù)分析的模型，這類模型含有對數(shù)形式，而且加入了GDP以外的影響因素。由于我們的實證研究是基于2004―2011年共8年30個省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)，我們選擇面板數(shù)據(jù)分析模型作為理論模型基礎(chǔ)。除此之外，我們在模型中加入5種控制變量，包括人口密度、環(huán)保政策、貿(mào)易開放度、技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。我們實證研究的理論模型如下：

　　其中SO2 it代表第i個省在第t年的二氧化硫人均排放量; 　　gdpcapitait代表第i個省在第t年的人均GDP;

　　popdensityit代表第i個省在第t年的人口密度;

　　invit為第i個省在第t年的環(huán)保政策，用治理廢氣投資占GDP比重表示;

　　tradeit為第i個省在第t年的貿(mào)易開放度，用進出口貿(mào)易總額占GDP比重表示;

　　rdit為第i個省在第t年的技術(shù)進步，由技術(shù)市場成交額占GDP比重表示;

　　firstit代表第i個省在第t年的第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重;

　　secondit代表第i個省在第t年的第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重。

　　對系數(shù)符號的預(yù)測如(1)式中所示。如果β1>0 且β2<0，那么可證明中國存在倒U型的EKC曲線。但是韓玉軍、陸?(2009)指出，“高工業(yè)、低收入”階段的國家環(huán)境污染和收入增長同步。而中國則是這類國家的典型代表，因而我們預(yù)測β1>0并且β2 和 β3均不顯著。我們同樣預(yù)測了其他控制變量的系數(shù)的符號：

　　popdensityit的系數(shù)為正：人口密度越大，與污染物排放相關(guān)的生產(chǎn)和消費活動也就越多，因而污染排放越多。

　　invit的系數(shù)為負(fù)：我們用治理廢氣投資總額在GDP中所占比重來衡量環(huán)保政策的力度，如果政府對環(huán)保關(guān)注越多，治理污染上的投入越多，那么廢氣排放應(yīng)該越少。

　　tradeit的系數(shù)為正：根據(jù)比較優(yōu)勢原理，國際貿(mào)易中發(fā)達國家傾向于將污染較重的勞動密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國家，因而貿(mào)易開放度衡量了其他發(fā)達國家在貿(mào)易中對中國的影響程度，貿(mào)易越開放，就會有越多勞動密集型產(chǎn)業(yè)進駐，從而污染越嚴(yán)重。

　　rdit的系數(shù)為負(fù)：技術(shù)進步對環(huán)境質(zhì)量改善有間接效應(yīng)。技術(shù)進步可以推動經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)型，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而污染少的高科技產(chǎn)業(yè)增加污染嚴(yán)重的勞動密集型產(chǎn)業(yè)減少，污染排放會相應(yīng)減少。

　　firstit和secondit的系數(shù)都為正：在經(jīng)濟發(fā)展初期，發(fā)展中國家往往依靠工業(yè)發(fā)展經(jīng)濟，導(dǎo)致污染嚴(yán)重，環(huán)境質(zhì)量下降。隨著經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，服務(wù)業(yè)的比重逐漸增加，此時不再依賴于能源消耗與開采，而是技術(shù)進步與生產(chǎn)力提高，因而工業(yè)帶來的環(huán)保壓力大大減少。第一、二產(chǎn)業(yè)的比重則衡量了這種產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與變化。

　　我們用α，和分別代表隨個體不隨時間變化的個體效應(yīng)、隨時間不隨個體變化的時間效應(yīng)和隨時間以及個體變化的模型擾動項。

　　三、估計結(jié)果與分析

　　我們用計量經(jīng)濟學(xué)軟件STATA對模型進行估計。為了準(zhǔn)確估計模型，我們首先檢驗了解釋變量之間的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)不存在完全線性相關(guān)性。隨后我們估計了包含29個截面虛擬變量(以北京為基點)和7個時間虛擬變量(以2004年為基點)的模型。通過檢驗聯(lián)合顯著性，我們發(fā)現(xiàn)截面虛擬變量在0.5%的置信水平上聯(lián)合顯著(F(29，210) = 2.619)，而時間虛擬變量在10%的置信水平上聯(lián)合不顯著(F(7，232) = 0.2408)。但是由于dt2 和 dt3各自分別在0.5%的置信水平上顯著，我們?nèi)匀粵Q定在模型中考慮時間效應(yīng)。

　　對于計量模型的選擇，首先我們傾向于固定效應(yīng)模型而不是隨機效應(yīng)模型。由于每個省的個體因素如地理位置、文化習(xí)俗都不盡相同，且與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展息息相關(guān)，因而不可觀察的個體效應(yīng)必然與解釋變量有關(guān)而不可能是隨機效應(yīng)。Hausman檢驗的結(jié)果支持了我們的選擇。

　　接下來我們比較了固定效應(yīng)模型和一階差分模型。通過直接對模型做混合OLS回歸，可以得到uit的估計值。為了檢驗自相關(guān)，以uit估計值作為因變量，以模型中所有變量以及uit-1估計值作為自變量做回歸?；貧w結(jié)果中uit-1估計值的系數(shù)為30.92，p值為0.000，因而模型中存在自相關(guān)。接著我們用Δuit估計值對 uit-1估計值和所有解釋變量做回歸來檢驗單位根。uit-1估計值的系數(shù)在20%的置信水平上不顯著，所以我們拒絕原假設(shè)并認(rèn)為模型中不存在單位根。因此，我們選擇修正自相關(guān)的固定效應(yīng)模型而不是一階差分模型作為理論模型。

　　最后，我們檢驗到了回歸中存在異方差，因此我們選擇修正了自相關(guān)和異方差的固定效應(yīng)模型作為最終模型。由于我們在模型中加入了足夠多的控制變量，不太可能出現(xiàn)因為遺漏變量而導(dǎo)致的估計誤差，所以，我們認(rèn)為E(uit|Xit，ai)=0在模型中成立。因此，回歸估計出的系數(shù)至少滿足一致性。

　　以下是回歸模型的估計結(jié)果：

　　如(2)式中所示，lngdpcapitait，( lngdpcapitait)2和 (lngdpcapitait)3的系數(shù)都十分顯著，而且由估計結(jié)果得出lnSO2和lngdpcapitai的關(guān)系類似于倒N型，這與我們之前的預(yù)測的線性關(guān)系大相徑庭。該如何解釋估計出的曲線形狀呢?近年來中國經(jīng)濟飛速發(fā)展，中國有從低收入國家向高收入國家轉(zhuǎn)變的趨勢。正如韓玉軍等人[13]指出的，“高工業(yè)、高收入”的國家EKC曲線的形狀呈現(xiàn)出倒U型，而這恰好就是倒N型曲線的后半段的形狀。因此，我們認(rèn)為是模型使用的最新數(shù)據(jù)所顯示出的中國經(jīng)濟的變化導(dǎo)致了估計結(jié)果和預(yù)期的差異。

　　popdensityit的系數(shù)為負(fù)且統(tǒng)計上顯著，說明保持其他變量不變，人口密度的增加會帶來人均SO2排放的減少。這表明，對特定的污染物，我們預(yù)期的人口密度對于污染排放的促進作用并不存在。然而系數(shù)只有-0.000 5，在實證上并不顯著，說明人口密度對SO2排放量的減輕作用很小。

　　和我們的預(yù)期不同，invit的系數(shù)為正并且在統(tǒng)計上和實證上都非常顯著?？赡艿慕忉層幸韵氯c：首先，治理廢氣的投資對于環(huán)境質(zhì)量的改善是一個長期過程，很難在短期內(nèi)探測到;其次，政府只保證了對治理廢氣的投資而缺乏對污染排放量的限制，導(dǎo)致許多企業(yè)為了保持收益不變彌補環(huán)保投資帶來的成本增加選擇擴大生產(chǎn)，污染排放不降反升;再次，我們應(yīng)對數(shù)據(jù)的真實性保持懷疑，所謂治理廢氣的投資也許并非真正應(yīng)用于治理廢氣。 　　tradeit的系數(shù)為負(fù)而且顯著，說明貿(mào)易的開放可以減輕SO2的排放，這和我們的預(yù)期矛盾。我們在前文論證貿(mào)易開放會導(dǎo)致勞動密集型企業(yè)進駐發(fā)展中國家，引起污染物排放增加，然而我們忽略了貿(mào)易增加的正面效應(yīng)，一方面，與環(huán)保有關(guān)的貿(mào)易協(xié)議間接促進了發(fā)展中國家環(huán)境友好型技術(shù)的開發(fā)與使用，另一方面，貿(mào)易產(chǎn)生的技術(shù)外溢效應(yīng)可以提高發(fā)展中國家的技術(shù)水平和生產(chǎn)效率，從而引起污染物排放的減少。

　　與我們的預(yù)期一致，rdit的系數(shù)為負(fù)，但它并不顯著。一個可能的解釋是技術(shù)進步對于環(huán)境質(zhì)量的影響是間接的，所以短期內(nèi)無法顯現(xiàn)出來。所以比如說，技術(shù)進步是通過首先改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)率來降低污染物的排放。因此在衡量技術(shù)進步對環(huán)境質(zhì)量的影響時，我們必須考慮到這種間接效應(yīng)。

　　firstit的系數(shù)為正而secondit的系數(shù)為負(fù)，但是它們均不顯著，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對SO2的排放量沒有顯著影響。

　　四、結(jié)論

　　基于面板數(shù)據(jù)分析模型，并用人口密度、環(huán)保政策、貿(mào)易開放度、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為控制變量，我們選取了連續(xù)8年(2004―2011年)的來自全國30個省、自治區(qū)、直轄市的最新數(shù)據(jù)來檢驗中國是否存在倒U型EKC曲線，發(fā)現(xiàn)人均SO2排放量和人均GDP存在倒N型關(guān)系，并根據(jù)最新數(shù)據(jù)顯示的中國經(jīng)濟的變化分析了導(dǎo)致估計結(jié)果和預(yù)期的差異的原因。

　　通過對回歸結(jié)果中控制變量的分析，我們針對降低SO2排放量、改善環(huán)境質(zhì)量提出兩項政策建議：第一，僅僅處理廢氣是不夠的，政府應(yīng)加強對污染物排放量的管理和限制以真正降低污染物排放量。第二，政府應(yīng)加強和其他國家的貿(mào)易往來，尤其是多進口一些環(huán)境友好型的技術(shù)和產(chǎn)品。

　　中國經(jīng)濟分析論文篇2

　　淺析戶籍制度改革與中國經(jīng)濟增長

　　放松戶籍制度可以使勞動力自由流動，而且使相關(guān)人員得到相應(yīng)的福利實現(xiàn)城市化。所以研究放松戶籍制度與中國經(jīng)濟增長的關(guān)系可以轉(zhuǎn)化為研究城市化與中國經(jīng)濟增長的關(guān)系。

　　中國有9億農(nóng)民，“三農(nóng)”問題歷來為國策所重視，幾十年來，中央一直不斷出臺惠農(nóng)政策，希望能夠提高農(nóng)民的收入水平，但從實際效果來看，差強人意。提高農(nóng)民的收入水平，根本出路在于減少農(nóng)民的數(shù)量，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效率。只有農(nóng)民的數(shù)量減少了，農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率才能提高，每個農(nóng)民的收入也才得到大幅度提升。農(nóng)村人口的減少靠什么?只有靠持續(xù)推進的城市化進程。中國經(jīng)濟面臨的最大最突出的問題是經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不合理，發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得以升級優(yōu)化，是當(dāng)下第一要務(wù)，也是中國經(jīng)濟能夠再上一個新臺階的根本保障。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級優(yōu)化與城市化息息相關(guān)。大家都知道，包括金融服務(wù)、信息網(wǎng)絡(luò)服務(wù)、物流等在內(nèi)的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展與城市化水平緊密相連，農(nóng)村并不具備發(fā)展服務(wù)業(yè)的基礎(chǔ)，只有以城市為依托，才能談得上發(fā)展服務(wù)業(yè)。

　　城鎮(zhèn)化的水平越高，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展空間才越大，服務(wù)業(yè)的水平才能越高。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級改造，需要大量的人才、資金、技術(shù)以及產(chǎn)業(yè)配套環(huán)境，這一切只有城市能夠提供。只有城市才能孕育出高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。長期以來，制約中國經(jīng)濟增長的一個重要因素是內(nèi)需不足。外貿(mào)雖然很重要，但對于一個大國來講，國內(nèi)需求的持續(xù)景氣才是長期根本。特別是在08年的金融危機以來，我國認(rèn)識到應(yīng)該通過擴大內(nèi)需來刺激經(jīng)濟增長。30多年的對外開放，外貿(mào)的邊際效應(yīng)正在不斷降低，中國急需找到并培養(yǎng)新的支撐點，這個支撐點就是內(nèi)需。而刺激內(nèi)需的最有效途徑便是城市化。我國有9億農(nóng)民，占到總?cè)丝诘?0%以上。由于農(nóng)民的可支配收入水平較低，大大制約了其消費支出;農(nóng)村嚴(yán)重缺乏商業(yè)網(wǎng)絡(luò)，也抑制了農(nóng)民的消費意愿和沖動，到城里購物雖然也是不錯的選擇，但卻加大了農(nóng)民的購物成本;再加上長期以來形成的節(jié)儉消費習(xí)慣，這一切使得農(nóng)民的消費需求長期處于一個相當(dāng)?shù)偷乃?。城?zhèn)居民的消費水平是農(nóng)村居民的3倍，所以只有把農(nóng)村居民轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)居民，才能在總體上提高國民的需求水平，而把農(nóng)村居民轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)居民，正是放松戶籍制度將產(chǎn)生的結(jié)果。隨著城市化進程的推進，大量的農(nóng)村剩余勞動力集聚到城市轉(zhuǎn)為城市人口。經(jīng)濟活動主體在城市的聚集，促進了社會分工、協(xié)作和市場交換的發(fā)展。這一方面促使社會逐漸完善基礎(chǔ)設(shè)施，有利于各個地區(qū)的貿(mào)易和分工合作，也有利于企業(yè)的投資。

　　另一方面過多人務(wù)農(nóng)導(dǎo)致額外勞動帶來的邊際產(chǎn)出可能低于平均工資甚至為零，因此我國大量的農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘腥丝诒厝粫岣咂溥呺H產(chǎn)出，增加社會總產(chǎn)量，從而促進經(jīng)濟的發(fā)展。城市化是人口和資本由分散無序的狀態(tài)變?yōu)楦叨燃械挠行驙顟B(tài)。城市化意味著城市中分工的深化，而專業(yè)化和分工本身在很大程度上就意味著生產(chǎn)率的提高，進而提高經(jīng)濟增長率。大幅度提高勞動生產(chǎn)率，使城市中創(chuàng)造和積累的財富遠遠超過了農(nóng)村，所以第二、第三產(chǎn)業(yè)高度密集的城市在發(fā)展城市自身的同時，極大地促進了社會生產(chǎn)力和勞動生產(chǎn)率的發(fā)展與提高，帶動了城市和城市輻射區(qū)域的發(fā)展，促進了社會進步。城市是企業(yè)和人口高度集聚的地方，也是知識外溢和技術(shù)創(chuàng)新中心。隨著知識經(jīng)濟的到來以及技術(shù)創(chuàng)新的層出不窮，城市自然成為研究知識外溢、技術(shù)創(chuàng)新的基地。隨著城市化進程的深化，越來越多的企業(yè)聚集到城市，形成了產(chǎn)業(yè)的聚集。這種聚集帶來了知識、人力資本、技術(shù)等生產(chǎn)要素的聚集。產(chǎn)業(yè)聚集與生產(chǎn)要素聚集帶來的知識技術(shù)外溢，在競爭的刺激下，推動社會生產(chǎn)率得以不斷提高，從而為經(jīng)濟增長獲得推動力。

　　取消戶籍制度有其歷史的必然性，然而戶籍改革不能一蹴而就。結(jié)合戶籍改革的歷程，針對目前我國戶籍制度改革現(xiàn)狀及存在的問題，建議推進我國城市化改革從以下幾方面著手：

　　第一、配套的政策措施與戶籍制度改革應(yīng)該同時進行。戶籍制度改革關(guān)鍵是剝離戶籍的附加功能，使戶籍功能獨立于社會福利分配只發(fā)揮人口管理功能。要協(xié)調(diào)好民政、教育、衛(wèi)生等各部門的配套改革，有步驟、分階段地通過戶籍制度及配套政策的改革來推進我國城市化的進程。

　　第二、降低準(zhǔn)入條件，使更多有能力的人進入城市。降低準(zhǔn)入條件，擴大準(zhǔn)入條件涉及的人群，逐步實現(xiàn)人口自由遷徙。比如降低購房遷入條件，允許租房達到一定年限的人員遷入城市，能夠租得起房也是能夠在城市生活的表現(xiàn);降低唯學(xué)歷的人才標(biāo)準(zhǔn)。城市發(fā)展需要各個層次的人員，而不僅僅是高學(xué)歷的人才。即使是沒有學(xué)歷的人員，只要其能掌握一門熟練技術(shù)能在城市生存，就應(yīng)該準(zhǔn)許其進入。