+陳++耀+周洪霞

[摘要]選取2000～2012年中國31個省份的數(shù)據(jù)樣本，構(gòu)建城鎮(zhèn)化及其與就業(yè)、收入差距、投資、貿(mào)易等因素的交互項共同影響經(jīng)濟增長的面板數(shù)據(jù)模型，據(jù)此實證分析了中國及各地區(qū)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的關(guān)系以及影響機理。結(jié)果表明，中國的城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長呈顯著正相關(guān)關(guān)系，城鎮(zhèn)化成為保持經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的強大引擎；從作用機理看，城鎮(zhèn)化主要通過增加非農(nóng)就業(yè)和外商直接投資促進了經(jīng)濟增長，而城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大和外貿(mào)依存度的提高則抑制了經(jīng)濟增長。城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的影響程度呈現(xiàn)從東部到西部依次提高的梯度分布，東部地區(qū)的物質(zhì)資本投資和人力資本投資對促進經(jīng)濟增長有正向作用，中西部及東北地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的作用十分突出。

[關(guān)鍵詞]城鎮(zhèn)化；經(jīng)濟增長；影響機制

[中圖分類號]F291.4[文獻標識碼]A [文章編號]1673-0461（2014）08-0059-08

中國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響機理及其區(qū)域差異

——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證分析

一、引言

城鎮(zhèn)化是伴隨工業(yè)化發(fā)展，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)在城鎮(zhèn)集聚、農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)集中的自然歷史過程，是人類社會發(fā)展的客觀趨勢，是國家現(xiàn)代化的重要標志（引自《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2013-2020）》）。改革開放以來，中國的城鎮(zhèn)化水平經(jīng)歷了一個快速增長過程，城鎮(zhèn)人口在總?cè)丝谥兴急戎貜?978年的17.92%迅速提高到2012年的52.57%，據(jù)聯(lián)合國開發(fā)署預測，到2030年中國城鎮(zhèn)化水平將達到70%。在城鎮(zhèn)化快速推進的過程中也產(chǎn)生諸多需要深入研究的問題，其中，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的關(guān)系是學術(shù)界探討的一個重要方向。

國外學者對城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的研究已有很長時間，主要集中在兩者的相關(guān)性分析。Lampard[1]研究指出，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，且經(jīng)濟發(fā)展程度與城鎮(zhèn)化階段之間具有很大的一致性；Berry[2]選取95個國家的截面數(shù)據(jù)進行分析，證實了Lampard的結(jié)論。那么，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的作用機制是怎樣的呢？多數(shù)學者認為，城鎮(zhèn)化進程伴隨著大規(guī)模農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，為城鎮(zhèn)經(jīng)濟快速發(fā)展提供勞動力，促進現(xiàn)代工業(yè)和服務業(yè)發(fā)展，并通過提供就業(yè)崗位提高居民的收入水平和消費能力（Todaro[3]，Lucas Jr. [4]，Ranis & Fei[5]）。近年來，有學者開始關(guān)注發(fā)展中國家的城鎮(zhèn)化，認為城鎮(zhèn)化是推動發(fā)展中國家經(jīng)濟快速增長的重要動力，比較典型的是亞洲和非洲國家（Krey et.al[6]，Montgomery[7]）。

國內(nèi)關(guān)于城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的關(guān)系早期主要從定性角度分析。如，周振華[8]指出，進入20世紀90年代后，中國經(jīng)濟增長軸心發(fā)生轉(zhuǎn)移，進入城鎮(zhèn)化推動型經(jīng)濟增長階段；胡少維[9]認為，加快城鎮(zhèn)化步伐是促進我國經(jīng)濟增長的一條有效途徑，大力推進城鎮(zhèn)化有利于激發(fā)農(nóng)村潛在需求、轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力，從而提高整體經(jīng)濟效益；左小蕾[10]、龍永圖[11]等也指出，城鎮(zhèn)化是我國經(jīng)濟發(fā)展的重要動力，是新的經(jīng)濟增長點。近年來，諸多學者開始采用定量方法驗證城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。錢陳等[12]通過構(gòu)建包含土地要素的城鄉(xiāng)兩部門增長模型，分析認為城鎮(zhèn)化水平不僅影響均衡時的消費水平和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)量，還可使經(jīng)濟實現(xiàn)穩(wěn)定增長，也即城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)出顯著的相關(guān)性（施建剛等[13]，朱孔來等[14]，項本武等[15]，王婷[16]）。也有學者對此提出不同看法，金榮學等[17]通過面板數(shù)據(jù)模型分析發(fā)現(xiàn)，各省區(qū)城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系并不明確，只是初始水平居于中下水平的省份其城鎮(zhèn)化增速與經(jīng)濟增長具有強相關(guān)；黃毅[18]通過分析城鎮(zhèn)化進程與經(jīng)濟增長現(xiàn)實效應發(fā)現(xiàn)，我國的城鎮(zhèn)化進程與經(jīng)濟增長并不協(xié)調(diào)。此外，有學者基于不同視角對城鎮(zhèn)化促進經(jīng)濟增長的作用進行分析，藺雪芹等[19]認為，中國城鎮(zhèn)化主要通過物質(zhì)資本、人力資本的集聚推動經(jīng)濟發(fā)展，對知識資本、現(xiàn)代服務業(yè)等高端生產(chǎn)要素的集聚作用還不強；曹裕等[20]研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化通過縮小城鄉(xiāng)收入差距來推動經(jīng)濟增長，城鎮(zhèn)化水平、城鄉(xiāng)差距與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

綜上所述，已有研究大多是從整體檢驗城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的關(guān)系，對城鎮(zhèn)化是如何影響經(jīng)濟增長的機理，尚缺乏較為全面深入的實證分析，尤其是作為一個區(qū)域發(fā)展很不平衡的大國，不同區(qū)域的發(fā)展階段和城鎮(zhèn)化水平存在很大差異，脫離分區(qū)的實證，難以獲得對中國城鎮(zhèn)化影響的完整理解，特別是對不同區(qū)域城鎮(zhèn)化提供科學的分類指導。鑒于此，本文基于中國31個省份的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建一個多因子計量經(jīng)濟模型，并分別從東、中、西、東北四大板塊，實證研究不同區(qū)域城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的貢獻，分析各自作用機理的特點。

二、模型、指標與數(shù)據(jù)

1. 模型設定

為研究城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，本文建立如下分析模型：

AGDPit=α0+β0Urbit+γitXit+βj×Cjit+εit

（1）

采用的時間跨度為2000～2012年，橫截面地域單元為中國31個省份的面板數(shù)據(jù)，在方程（1）中，i是橫截面，代表31個省份；t是時期，表示2000～2012年；εit表示橫截面在時期t的隨機擾動項；Cjit是第i個省份第t時期的控制變量，βj為各個控制變量的系數(shù)（j=1，2，3，4）。同時，模型中加入了城鎮(zhèn)化Urb與非農(nóng)就業(yè)、居民收入差距、外商投資及外貿(mào)依存度的交互項，通過交互項系數(shù)的估計來研究Urb影響經(jīng)濟增長的機理。

2. 選取指標說明

（1）AGDPit：經(jīng)濟增長，用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值來表示，該數(shù)據(jù)根據(jù)歷年GDP平減指數(shù)換算成以2000年為基期的不變價格。

（2）Urb：城鎮(zhèn)化水平，用人口城市化率來表示，即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀@也是國際上通用的衡量城鎮(zhèn)化水平的指標。

（3）交互項中的Xit：

Ind：非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重，反映工業(yè)化實際水平，由《工業(yè)化與城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展研究》課題組提出，被認為是衡量中國工業(yè)化實際水平的最優(yōu)指標[21]；

Tel：城鄉(xiāng)居民收入差距，采用目前相對比較科學的泰爾指數(shù)來度量，其計算公式為：

Telt=（）ln

=ln

+

ln

（2）

其中，k=1、2分別代表城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)， pkt表示城鎮(zhèn)（k=1）或者農(nóng)村（k=2）第t時期的收入，pt表示第 t 時期城鎮(zhèn)和農(nóng)村的總收入。zkt表示城鎮(zhèn)（k=1）或者農(nóng)村（k=2）第t時期的人口數(shù)量，zt表示第t時期的總?cè)丝跀?shù)量。

Fdi：外商直接投資，用人均實際利用外商直接投資額表示（以美元表示的外商直接投資根據(jù)同期匯率轉(zhuǎn)換成人民幣），根據(jù)歷年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減；

Dft：外貿(mào)依存度，用進出口總額占GDP的比重來表示，反映貿(mào)易開放程度，以美元表示的進出口總額，用相應年份的匯率中間價換算成人民幣。

（4）控制變量Cjit：經(jīng)濟增長一般被簡單地概括為總產(chǎn)出的持續(xù)增長[22]。美國數(shù)學家柯布和經(jīng)濟學家道格拉斯提出的C-D生產(chǎn)函數(shù)（Y=AKαLβ），在經(jīng)濟學中使用最為廣泛。Griliches在C-D生產(chǎn)函數(shù)的基礎上提出知識生產(chǎn)函數(shù)，即Y=AKαHβDγ，其中，Y是總產(chǎn)出，H代表物質(zhì)資本，H是人力資本，I為知識資本，A是制度、文化、結(jié)構(gòu)等其他因素。本文在借鑒以上生產(chǎn)函數(shù)的基礎上，選取了以下四個控制變量：

endprint

Xinv：物質(zhì)資本投資，用新增固定資產(chǎn)投資額來衡量，并采用歷年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減，代表各省市（區(qū)）的物質(zhì)資本投資水平；

Edu：人力資本投資，用普通高等學校在校生人數(shù)衡量，代表各省市（區(qū)）的人力資本狀況；

Tec：科學技術(shù)投資，用財政技術(shù)支出表示，反映各省市（區(qū)）的科技投入；

Str：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重來表示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級也是當前影響中國經(jīng)濟增長的一個重要因素。

3. 數(shù)據(jù)說明及描述

本文采用的數(shù)據(jù)主要來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》和各省市（區(qū)）的統(tǒng)計年鑒以及CNKI《中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)庫》和中國統(tǒng)計數(shù)據(jù)應用支持系統(tǒng)。對于個別指標的缺失值，本文一律采用均值法進行處理。另外，為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，在進行面板數(shù)據(jù)分析時，對以上各變量進行對數(shù)處理（見表1）。

三、實證結(jié)果

采用面板數(shù)據(jù)模型的估計方法有混合模型、個體固定效應模型和個體隨機效應模型，如何選擇一直是學者們爭論的焦點。對于混合模型與個體模型的選擇，可以通過F統(tǒng)計量檢驗。對于固定效應和隨機效應，Baltagi認為，一般情況下，當樣本隨機取自總體時，選擇隨機效應模型較為妥當，而當回歸分析局限于一些特定個體時，則選擇固定效應模型[23]；此外，還可通過Hausman檢驗來進行模型選擇。本文雖引入了物質(zhì)資本投資、人力資本投資、科技投資及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響，但是現(xiàn)實生活中存在一些不可觀測和難以量化的因素與經(jīng)濟增長融合在一起，這些變量的缺失容易導致模型的錯誤設定，而固定效應模型的主要優(yōu)勢體現(xiàn)在能夠有效解決缺失變量問題。同時，本文的截面單元為除了中國香港、澳門和臺灣之外的31個省份，也不宜認為是從一個大總體中隨機抽樣的結(jié)果。因此，選擇固定效應模型更為合適，Hausman檢驗結(jié)果也驗證了這一點。

1. 總體估計結(jié)果分析

根據(jù)前文選定的估計模型，首先從全樣本分析出發(fā)，估計城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果如表2所示。

根據(jù)設定的計量模型，以下對表中的回歸結(jié)果作進一步的說明：

（1）模型1顯示，在沒有加入交互項的情況下，城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長呈正相關(guān)關(guān)系，并且在1%的水平上顯著；從數(shù)值上看，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的邊際貢獻為0.529，即城鎮(zhèn)化水平每增加1%，可使經(jīng)濟增長水平提高0.529個百分點，這說明目前，中國的城鎮(zhèn)化有效地推動了經(jīng)濟增長。

（2）從模型2、3、4、5交互項系數(shù)可以看到，城鎮(zhèn)化通過增加非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重拉動了經(jīng)濟增長；通過擴大城鄉(xiāng)居民收入差距抑制經(jīng)濟增長；通過增加外商直接投資促進了經(jīng)濟增長；通過提高外貿(mào)依存度對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面影響。

模型2顯示，城鎮(zhèn)化通過增加非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重拉動了經(jīng)濟增長，即第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員每增加1%，可使經(jīng)濟增長提高0.152%?？梢钥闯?，城鎮(zhèn)化的過程也是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)不斷發(fā)展及其在國民經(jīng)濟中比重不斷提升的過程，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展必定會增加非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)及比重，特別是將推動農(nóng)村剩余勞動力的快速轉(zhuǎn)移，為其提供越來越多的就業(yè)機會，增加了農(nóng)民收入，有利于經(jīng)濟的健康持續(xù)增長。

模型3中，城鎮(zhèn)化通過擴大城鄉(xiāng)居民收入差距抑制了經(jīng)濟增長，即收入差距每增加1%，經(jīng)濟增長回落0.058%。這說明，目前中國的城鎮(zhèn)化一定程度上擴大了城鄉(xiāng)居民收入差距，這與中國特殊的二元結(jié)構(gòu)及相應的政策有關(guān)，如城鄉(xiāng)分割的戶籍政策一定程度抑制了農(nóng)村勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移，不利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

模型4顯示，外商直接投資每增加1%，經(jīng)濟增長提升0.02%。隨著中國城鎮(zhèn)化進程的不斷推進，城鎮(zhèn)化質(zhì)量也隨之提高，城鎮(zhèn)基礎設施和服務水平進一步完善和提升，吸引了越來越多的外商直接投資，有利于促進經(jīng)濟增長。

模型5，城鎮(zhèn)化通過提高外貿(mào)依存度對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了負面影響，即外貿(mào)依存度每增加1%，會導致經(jīng)濟增長回落0.037%?？梢姡F(xiàn)階段外需對中國經(jīng)濟增長的拉動作用有限。

（3）控制變量中，Xinv、Edu、Tec和Str的估計系數(shù)皆顯著為正，這表明物質(zhì)資本投資、人力資本投資、科技投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級都促進了經(jīng)濟的增長。從模型1至模型6各個變量的系數(shù)可以看出，在2000～2012年影響中國經(jīng)濟增長的各個因素中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的彈性系數(shù)最大，其次是人力資本投資、物質(zhì)資本投資和技術(shù)資本投資。

（4）在模型2、3、4、5、6中，同時考察了城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的直接影響和間接影響。結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)化的系數(shù)估計值都為正，且在1%的水平上顯著，即在直接和間接影響的共同作用下，大力推進城鎮(zhèn)化進程、提高城鎮(zhèn)化水平有利于經(jīng)濟增長。模型6中，將四個交互項同時放在一個模型中，可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化通過擴大城鄉(xiāng)收入差距抑制了經(jīng)濟增長，但其影響并不是特別大。這說明，目前中國的城鎮(zhèn)化水平還未深入影響城鄉(xiāng)收入差距，農(nóng)村居民或者說大規(guī)模存在的“農(nóng)民工”尚未享受到城鎮(zhèn)化帶來的福利。

2. 區(qū)域估計結(jié)果分析

由于中國各地區(qū)城鎮(zhèn)化水平不同（如圖1），東部發(fā)達地區(qū)的10個省份在2000～2012年間城鎮(zhèn)化水平平均值為58.32%，而12個西部欠發(fā)達省份僅為36.4%?？紤]到中國城鎮(zhèn)化水平有較大的區(qū)域差異，不同地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平可能對其經(jīng)濟增長形成不同的影響，本文將進一步對東、中、西及東北四大板塊城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的影響進行估計，分析中國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響的區(qū)域差異。根據(jù)F統(tǒng)計量和Hausman檢驗的結(jié)果，采用固定效應模型進行分析。模型估計結(jié)果如表3、4、5和6所示。

（1）從表2中的模型1看，在沒有加入交互項的情況下，各區(qū)域的城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長都呈顯著正相關(guān)關(guān)系，除東部在10%的水平上顯著，中、西部及東北地區(qū)都在1%的水平上顯著；從數(shù)值上看，東、中、西和東北四大板塊城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)分別為0.205、1.088、1.317和2.292，即城鎮(zhèn)化水平每提高1%，則東、中、西和東北地區(qū)經(jīng)濟增長將分別提升0.205%、1.088%、1.317%和2.292%?？梢?，城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的影響程度呈現(xiàn)從東部到中部、西部及東北依次提高的梯度分布。

（2）從表2中的模型2、3、4、5交互項系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)：

對于東部地區(qū)（表3）來說，城鎮(zhèn)化主要是通過增加非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重和外商直接投資來促進經(jīng)濟增長。模型2中顯示，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重每增加1%，經(jīng)濟增長水平會提升0.384%；模型4中顯示，外商直接投資每增加1%，會拉動經(jīng)濟增長0.036個百分點。

對于中部地區(qū)（表4）而言，城鎮(zhèn)化主要是通過增加非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重和擴大城鄉(xiāng)居民收入差距抑制了經(jīng)濟增長。模型2中顯示，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重每增加1%，經(jīng)濟增長降低0.284%；模型3中，城鎮(zhèn)化通過擴大城鄉(xiāng)居民收入差距也抑制了經(jīng)濟增長，即城鄉(xiāng)收入差距每擴大1%，經(jīng)濟增長回落0.16%。中部地區(qū)作為農(nóng)業(yè)大省，第一產(chǎn)業(yè)比重過大，從業(yè)人員過多，農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移速度較慢，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)的增加還未發(fā)揮對經(jīng)濟增長的推動作用。

從西部地區(qū)（表5）看，城鎮(zhèn)化通過增加外商直接投資對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正面效應、通過提高貿(mào)易依存度對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面效應。模型4中，外商直接投資每增加一個百分點會帶動經(jīng)濟增長上升0.011%；模型5中，外貿(mào)依存度每上升一個百分點將拉低經(jīng)濟增長0.054%。

對于東北地區(qū)（表6），城鎮(zhèn)化通過增加非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重促進經(jīng)濟增長，通過提高貿(mào)易依存度、擴大城鄉(xiāng)收入差距抑制經(jīng)濟增長。模型2顯示，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重每增加1%，經(jīng)濟增長將提高0.419個百分點；模型3中，城鄉(xiāng)收入差距每擴大1%，經(jīng)濟增長將回落0.125%；模型5顯示，外貿(mào)依存度每提高一個百分點，會導致經(jīng)濟增長降低0.038%。

endprint

（3）控制變量中，東部地區(qū)的物質(zhì)資本投資和人力資本投資對促進經(jīng)濟增長有著顯著影響；對于中部、西部及東北地區(qū)，物質(zhì)資本、人力資本和科技投資的估計系數(shù)都不是很顯著，但上述地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重）的估計系數(shù)都十分顯著，且數(shù)值比較大。這表明在中、西部及東北地區(qū)，第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的作用十分突出，而在經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展的作用有限。

（4）在各個地區(qū)的模型2、3、4、5、6中，同時考察城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的直接影響和間接影響。結(jié)果顯示，大多數(shù)模型中城鎮(zhèn)化系數(shù)的估計值都為正，即在直接和間接影響的共同作用下，不管是東部，還是中、西部和東北地區(qū)，積極推進城鎮(zhèn)化有利于促進經(jīng)濟增長。

綜上可見，東部地區(qū)已經(jīng)形成了城鎮(zhèn)化通過增加非農(nóng)就業(yè)和吸引外商直接投資來促進經(jīng)濟增長的傳導機制，且非農(nóng)就業(yè)的效應遠遠大于外商直接投資的效應；東北地區(qū)也已形成城鎮(zhèn)化通過增加非農(nóng)就業(yè)拉動經(jīng)濟增長的傳導機制，且足以抵消通過貿(mào)易自由化和城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的抑制作用。而西部地區(qū)雖然也能有效地通過吸引外商直接來促進經(jīng)濟增長，但還不足以抵消外貿(mào)依存度對經(jīng)濟增長的抑制作用；中部地區(qū)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響效應要么不顯著，要么是抑制。這表明，近年來雖然中西部地區(qū)也在積極推進城鎮(zhèn)化進程，但受資源、經(jīng)濟、制度、政策等因素制約，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平較低，尚未形成城鎮(zhèn)化對區(qū)域經(jīng)濟增長影響的有效傳導機制，城鎮(zhèn)化所產(chǎn)生的經(jīng)濟促進效應并不是很明顯。

四、結(jié)論及政策含義

本文采用面板數(shù)據(jù)分析方法對中國31個省份的城鎮(zhèn)化及其與就業(yè)、收入差距、投資、貿(mào)易等因素的交互項對經(jīng)濟增長的影響進行實證研究。

第一，通過對總體樣本分析發(fā)現(xiàn)，中國城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長呈顯著正相關(guān)關(guān)系，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的邊際貢獻達0.529；從影響機理看，城鎮(zhèn)化主要是通過增加非農(nóng)就業(yè)和外商直接投資來促進經(jīng)濟增長，通過擴大城鄉(xiāng)居民收入差距和提高外貿(mào)依存度對經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用?？梢?，外需對中國經(jīng)濟增長的拉動作用有限，城鎮(zhèn)化尚未發(fā)揮縮小城鄉(xiāng)收入差距、拉動內(nèi)需的作用，城鎮(zhèn)化質(zhì)量亟須提高。

第二，從區(qū)域角度分析，中國各地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平具有明顯的差異性，且城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長的影響程度也呈現(xiàn)從東部到西部依次提高的梯度分布。從影響機理看，東部地區(qū)已經(jīng)形成了城鎮(zhèn)化通過增加非農(nóng)就業(yè)和吸引外商直接投資來促進經(jīng)濟增長的傳導機制，且非農(nóng)就業(yè)的效應遠遠大于外商直接投資的效應；東北地區(qū)也已形成城鎮(zhèn)化通過增加非農(nóng)就業(yè)拉動經(jīng)濟增長的傳導機制，且足以抵消通過貿(mào)易自由化和城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的抑制作用。而西部地區(qū)雖然也能有效地通過吸引外商直接來促進經(jīng)濟增長，但還不足以抵消外貿(mào)依存度對經(jīng)濟增長的抑制作用；中部地區(qū)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響效應要么不顯著，要么是抑制。

第三，現(xiàn)階段，物質(zhì)資本投資、人力資本投資、科技投資、以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級有力的推動了中國經(jīng)濟增長。但從區(qū)域角度看，東部的物質(zhì)資本投資和人力資本投資對促進經(jīng)濟增長有正向作用；而對中、西部及東北地區(qū)，物質(zhì)資本、人力資本和科技投資的估計系數(shù)都不是很顯著，但上述地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重）的估計系數(shù)十分顯著，且數(shù)值比較大。這表明在中、西部及東北地區(qū)，第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的作用十分突出，對經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)則作用有限。

因此，必須深刻認識城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟發(fā)展的重大意義，加快推進新型城鎮(zhèn)化建設，重點發(fā)揮城鎮(zhèn)化對擴大內(nèi)需和投資的促進作用，特別是增加非農(nóng)就業(yè)、縮小城鄉(xiāng)收入差距、以及吸引外商投資等。針對各地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)狀及其對經(jīng)濟增長影響的差異，充分發(fā)揮市場和政府的協(xié)同作用，因地制宜制定政策措施，大力推動相關(guān)制度創(chuàng)新和體制改革，不斷提高各地區(qū)的城鎮(zhèn)化質(zhì)量。

一是統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程。建立工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城鎮(zhèn)支持農(nóng)村的長效機制，加大對農(nóng)業(yè)和農(nóng)村建設的投入力度，加快農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，促進農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化、規(guī)?；⑸鷳B(tài)化經(jīng)營，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，進而釋放大量農(nóng)村剩余勞動力。同時，根據(jù)各地要素稟賦條件進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、優(yōu)化和升級，通過積極發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)提供更多的非農(nóng)就業(yè)崗位，加快農(nóng)村剩余勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，以擴大非農(nóng)就業(yè)比重來加速城鎮(zhèn)化進程。

二是有序推進農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的市民化。加快推進戶籍制度改革，健全各類城鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的落戶制度，實施差別化落戶政策，逐步推進符合條件的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶城鎮(zhèn)；積極推進城鎮(zhèn)公共服務由主要對本地戶籍人口提供向?qū)ΤＷ∪丝谔峁┺D(zhuǎn)變，重點解決已在城鎮(zhèn)就業(yè)但戶籍在農(nóng)村的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口享有城鎮(zhèn)基本公共服務（教育、就業(yè)、保障、醫(yī)療、住房）的問題。

三是建立因地制宜、分類引導的區(qū)域政策體系。尤其要加強對中、西部地區(qū)的政策支持力度，如依托絲綢之路經(jīng)濟帶，擴大中西部地區(qū)的開放程度，加大對基礎設施、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、教育、醫(yī)療、環(huán)保等方面的投入，培育發(fā)展中西部地區(qū)的城市群，推動城鎮(zhèn)化建設重心向中、西部地區(qū)轉(zhuǎn)移。

[參考文獻][1] Lampard E E. The History of Cities ine Economically Advanced Areas[J]. Economic Development and Cultural Change， 1955（2）: 81-136.

[2] Berry B JL. City classification handbook:Methods and Applications [M]. New York: John Wiley &Sons， 1970.

[3] Michael P Todaro. A Model of Labor Migration and Urban Unemp-loyment in Less Developed Countries[J]. American Economic Review，1969（59）: 138-149.

[4] Gustav Ranis and John C. H. Fei. A Theory of Economic Develo-pment[J]. American Economic Review， 1961（51）: 533-565.

[5] Gustav Ranis and John C. H. Fei. A Theory of Economic Devel-opment [J]. American Economic Review， 1961（51）: 533-565.

[6] Volker Krey，Brian C. O'Neill， Bas van Ruijven， Vaibhav Chakt-urvedi， Vassilis Daioglou， Jiyong Eom， Leiwen Jiang， YuNagai， Shonali Pachauri and Xiaolin Ren. Urban and Rural Energy Use and Carbon Dioxide Emissions in Asia [J]. Energy Economics 2012（34）: 272-283.

[7] Montgomery， M.. The Urban Transformation of Tthe Developing World [J]. Science，2008（319）:761-764.

endprint

[8] 周振華. 增長軸心轉(zhuǎn)移：中國進入城市化推動型經(jīng)濟增長階段[J]. 經(jīng)濟研究， 1995（1）:3-10.

[9] 胡少維. 加快城鎮(zhèn)化步伐促進經(jīng)濟發(fā)展[J]. 當代經(jīng)濟研究， 1999（10）: 40-45.

[10] 左小蕾. 城鎮(zhèn)化是新的經(jīng)濟增長點[J]. 上海國資， 2010（3）:14-14.

[11] 龍永圖. 城鎮(zhèn)化和工業(yè)化是中國經(jīng)濟增長的動力[J]. IT時代周刊， 2010（6）:12-12.

[12] 錢陳， 史晉川. 城市化、結(jié)構(gòu)變動與農(nóng)業(yè)發(fā)展——基于城鄉(xiāng)兩部門的動態(tài)一般均衡分析[J].經(jīng)濟學， 2006（ 1） : 57-74.

[13] 施建剛， 王哲. 中國城市化與經(jīng)濟增長關(guān)系實證分析[J]. 城市問題， 2011（9）:8-13.

[14] 朱孔來， 李靜靜， 樂菲菲. 中國城鎮(zhèn)化進程與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J]. 統(tǒng)計研究， 2011（9）: 80-87.

[15] 項本武， 張鴻武. 城市化與經(jīng)濟增長的長期均衡與短期動態(tài)關(guān)系——基于省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 華中師范大學學報（人文社會科學版）， 2013（2）: 47-54.

[16] 王婷. 中國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響及其時空分化[J]. 人口研究， 2013（5）:53-67.

[17] 金榮學， 解洪濤. 中國城市化水平對省際經(jīng)濟增長差異的實證分析[J]. 管理世界， 2010（2）: 167-168.

[18] 黃毅. 城鎮(zhèn)化進程與經(jīng)濟增長相關(guān)性分析[J]. 西南民族大學學報（人文社科版）， 2006（4）:147-151.

[19] 藺雪芹， 王岱， 任旺兵， 劉一豐. 中國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟發(fā)展的作用機制[J]. 地理研究， 2013（4）:692-700.

[20] 曹裕， 陳曉紅， 馬躍如. 城市化、城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長——基于我國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 統(tǒng)計研究， 2010（3） : 29-35.

[21] 《工業(yè)化與城市化協(xié)調(diào)發(fā)展研究》課題組. 工業(yè)化與城市化關(guān)系的經(jīng)濟學分析[J].中國社會科學，2002 （2）.

[22] 藺雪芹， 王岱，等. 中國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟發(fā)展的作用機制[J]. 地理研究， 2013（4）:691-700.

[23] Baltagi B H. Econometric Analysis of Panel Data[M]. Chichester: John Wiley & Sons， 2008 .

endprint