曾 冰

(中央財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，北京 100081)

一、引 言

城鎮(zhèn)化是一個國家綜合國力和國際競爭力的集中體現(xiàn)。自改革開放以來，我國城鎮(zhèn)化進程取得了快速發(fā)展，城鎮(zhèn)常住人口不斷增加，2014年底達到了7.49億人;城鎮(zhèn)化率由1978年的不足18%提高到了54.77%，年均增長1%，遠高于其他國家的同期城鎮(zhèn)化增長速度;城市數(shù)量也不斷增加，并形成了若干具有緊密聯(lián)系且競爭力較強的城市群。城鎮(zhèn)化發(fā)展不僅擴大了我國市場需求規(guī)模，還帶動了人口就業(yè)、加快了工業(yè)化發(fā)展，為我國經(jīng)濟建設和社會發(fā)展提供了強大動力，甚至斯蒂格利茨斷言我國城鎮(zhèn)化進程將是影響21世紀世界發(fā)展的兩件大事之一。隨著十八屆三中全會關(guān)于市場化改革的逐步推進，我國城鎮(zhèn)化發(fā)展不僅是全面建設小康社會的重要載體，也是解決我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性問題的重要手段。

那么，在城鎮(zhèn)化快速推進并取得巨大成就的背后，究竟哪些因素發(fā)揮著重要作用?從各國尤其是西方國家城鎮(zhèn)化發(fā)展道路來看，大多是由市場機制發(fā)揮著主導作用。而我國城鎮(zhèn)化發(fā)展更多是在政府主導作用下推進的，是一種“自上而下”的發(fā)展模式［1］，因此地方政府行為是推動我國城鎮(zhèn)化快速發(fā)展的關(guān)鍵力量［2］。不過，政府行為在某種程度上來說又是官員行為“加總”的結(jié)果，政府決策實際上是官員決策的本質(zhì)體現(xiàn)［3］，故本文認為要理解當前城鎮(zhèn)化快速發(fā)展不能忽視地方官員這一重要因素的影響。曾任廣東省委書記的汪洋認為“市委書記、市長是城市發(fā)展的策劃者、決策者和管理者，市委書記、市長的思路和政策水平在很大程度上決定著城鎮(zhèn)化建設的方向”［4］。因此，以地方官員為視角來研究和分析我國城鎮(zhèn)化發(fā)展，有利于對我國城鎮(zhèn)化進行新的詮釋，深層次理解我國當前城鎮(zhèn)化發(fā)展特征和動力，同時也能更好地解析我國當前城鎮(zhèn)化存在的問題，并為新型城鎮(zhèn)化發(fā)展提供理論借鑒和參考。本文在定性分析地方官員為何會推動城鎮(zhèn)化發(fā)展的基礎(chǔ)上，結(jié)合實踐中的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，采用實證方法把地方官員對城鎮(zhèn)化的影響效應干凈有效地定量識別出來，從而更加客觀地看待地方官員在城鎮(zhèn)化發(fā)展中發(fā)揮的作用并得出相應結(jié)論。

二、相關(guān)文獻回顧與理論假說

(一)相關(guān)文獻回顧

當前，對城鎮(zhèn)化發(fā)展的研究主要從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)創(chuàng)新和土地制度等因素來分析［5］［6］［7］［8］。近年來，隨著地方政府在城鎮(zhèn)化過程中的作用越來越凸現(xiàn)，尤其是“鬼城”、城鄉(xiāng)二元化等現(xiàn)象的產(chǎn)生，使地方政府逐漸成為一個重要的研究視角。財政部財科所課題組(2013)以地方政府對城鎮(zhèn)化的事權(quán)和投融資責任為視角估算城鎮(zhèn)化融資需求，認為地方政府是城鎮(zhèn)化發(fā)展的第一責任主體［9］。吳江(2009)等人也持相同觀點，認為我國城鎮(zhèn)化進程中的政府作用要遠大于市場作用，而且政府行為對當前城鎮(zhèn)化發(fā)展具有關(guān)鍵性、不可替代的作用［10］。張孝德(2001)從市場和社會不足的角度出發(fā)，認為科學可持續(xù)的城鎮(zhèn)化離不開地方政府的有效治理，因此地方政府的有效治理推進了城鎮(zhèn)化進程［11］。景春梅(2012)認為從我國城鎮(zhèn)化發(fā)展歷程和成就來看，政府發(fā)揮著主導作用，其行為是推動我國城鎮(zhèn)化的關(guān)鍵力量［12］。

無疑，以地方政府為切入點研究城鎮(zhèn)化具有較強的合理性，但地方政府行為在某種程度上又是官員行為“加總”的結(jié)果，政府決策本質(zhì)上體現(xiàn)了官員的決策，故僅停留在地方政府層面來理解和研究城鎮(zhèn)化難以做到有的放矢，甚至還會誤導城鎮(zhèn)化發(fā)展。而透過地方政府這層面紗，將觸角伸向政府背后的地方官員來解讀城鎮(zhèn)化更具有內(nèi)在邏輯合理性。目前，研究地方官員與城鎮(zhèn)化關(guān)系的文獻大多側(cè)重于定性分析。張曄和劉志彪(2005)借用羊群博弈模型分析了具有“經(jīng)濟人”特征的地方官員會把績效考核作為自身政治晉升的必要條件，使城鎮(zhèn)化進程中地區(qū)間易產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同現(xiàn)象，降低了城鎮(zhèn)化的發(fā)展質(zhì)量［13］。李學(2006)則認為地方官員會積極尋求和利用現(xiàn)存制度和相關(guān)政策的漏洞，并對城市數(shù)量、城市級別和城市管理范圍存在強烈的偏好，只注重當?shù)爻擎?zhèn)化量的提高，而忽略質(zhì)的提升［14］。此外，我國土地制度的缺陷使土地出讓缺乏有效約束，地方官員為拉動經(jīng)濟增長而對當?shù)爻擎?zhèn)化發(fā)展存在獨特“偏好”，甚至成為經(jīng)營城市的主力［15］。傅利平和李永輝(2015)的研究顯示官員間晉升競賽會帶來城市擴張，而官員的任職期、年齡特征不利于城市擴張［16］。周軍(2000)則認為城鎮(zhèn)化發(fā)展思維存在對計劃經(jīng)濟的慣性依賴，使大部分地方官員容易通過自身意志來人為地設計城鎮(zhèn)化道路，因而地方領(lǐng)導的偏好會直接影響城鎮(zhèn)化，尤其是城鎮(zhèn)化進程中各項制度的替代、轉(zhuǎn)移和交易［17］。Davis和Henderson(2003)認為我國市長好比是城市的CEO，他們會積極關(guān)注上級政府對其的考核標準和下達的業(yè)績目標，因此城鎮(zhèn)的科學發(fā)展離不開對地方官員科學合理的激勵制度安排［18］。

總體而言，當前研究地方官員與城鎮(zhèn)化關(guān)系的文獻不是很多，已有的文獻更多強調(diào)定性分析，采用的分析框架主要側(cè)重于制度和政府管理分析框架，而系統(tǒng)性定量分析地方官員對城鎮(zhèn)化的作用及其發(fā)展績效的文獻相對偏少。

(二)理論假說

綜合上述文獻的觀點，本文認為地方官員對城鎮(zhèn)化的影響可從兩個層面來理解。一是從微觀角度來看，地方官員在城鎮(zhèn)發(fā)展政策制定、城鎮(zhèn)規(guī)劃(尤其是重大發(fā)展建設項目)中扮演了推動者和執(zhí)行者的角色，故城鎮(zhèn)化發(fā)展離不開地方官員的視野、知識背景和能力等因素的影響。而地方官員的這些素養(yǎng)在總體上較之前官員有所提升，給當前城鎮(zhèn)化帶來一定的正向作用。二是從宏觀角度來看，地方官員具有“經(jīng)濟人”的特征，他們會積極追求自身利益尤其是政治利益的最大化。而當前的官員晉升錦標賽機制、土地及財政分權(quán)等制度內(nèi)容為地方官員積極推動城鎮(zhèn)化提供了激勵基礎(chǔ)。其中，官員晉升錦標賽機制是激勵的核心，中央和上級政府對地方官員晉升競賽考核的重要內(nèi)容就是轄區(qū)GDP的增長，而只有競賽優(yōu)勝者才能獲得晉升。因此，作為中央政府的代理人——地方官員在這種激勵機制下完全有動機去做能使自己獲得晉升的事情，并積極致力于其管轄地區(qū)的社會經(jīng)濟發(fā)展。而城鎮(zhèn)化發(fā)展作為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的重要支撐，它具有很強的經(jīng)濟關(guān)聯(lián)性，能帶動基礎(chǔ)設施和相關(guān)公共服務發(fā)展，促進民生就業(yè)發(fā)展、拉動GDP增長。對地方官員來說，這是一種看得見摸得著的發(fā)展成果，也易成為自身政績考核的亮點，更可為自身晉升提供有效的政治資本，因此推動城鎮(zhèn)化無疑成為地方官員追求政績和晉升空間最直接、最有效的途徑。與此同時，財政分權(quán)和土地制度又為這種晉升途徑產(chǎn)生了“錦上添花”的效應。財政分權(quán)一方面使地方政府對經(jīng)濟發(fā)展享有一定的自主權(quán)，另一方面遺留下了地方政府事權(quán)與財力不匹配問題，導致地方官員晉升壓力加重。這種導向促使地方官員從預算外尋求途徑來彌補財力不足，并大力加強交通、能源等生產(chǎn)性基礎(chǔ)設施建設來推動城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長。當前的土地制度尤其是土地出讓和土地補償制度安排使地方官員對土地使用具有一定的自主權(quán)，并不斷地以征地為起點，通過低價取得土地、高價獲取土地出讓收入等方式進行土地融資，進而推動新城投資開發(fā)、房地產(chǎn)發(fā)展。后者又帶動土地升值并獲得高額土地出讓金，從而產(chǎn)生循環(huán)累積效應，形成我國特有的“土地財政”，最終不僅充分緩解財政壓力，還加快了城鎮(zhèn)化進程和經(jīng)濟增長，有效地契合了以經(jīng)濟增長為核心的績效考核，增加了地方官員晉升的籌碼。此外，在土地出讓過程中，地方官員對賣地收入還具有一定的可支配能力，不僅可用于本期的建設投資和政績的形成，還能使地方官員從土地出讓和投資中得到很多尋租機會，進而獲得巨大的個人灰色利益。這些因素均刺激地方官員賣地、不斷擴展城鎮(zhèn)空間，最終表現(xiàn)為地方官員對城鎮(zhèn)化發(fā)展的狂熱。

總之，受晉升錦標賽機制的激勵，地方官員會“理性”回應現(xiàn)有的制度安排，積極發(fā)揮自身領(lǐng)導和管理能力來推動城鎮(zhèn)化，并將城鎮(zhèn)化置于發(fā)展議程中一個非常顯著的位置?；谏鲜鑫墨I和定性分析，本文提出相應的理論假說:在我國現(xiàn)行政績觀和相關(guān)制度背景下，地方官員對當前城鎮(zhèn)化存在獨特“偏好”，并推動了城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展。

三、研究模型與數(shù)據(jù)來源

(一)模型設置

對城鎮(zhèn)化概念的正確理解和定義是有效測度城鎮(zhèn)化的關(guān)鍵。從廣義上看，城鎮(zhèn)化應是一個內(nèi)涵極其豐富的過程，既包含城市結(jié)構(gòu)、規(guī)模、功能等內(nèi)容，也包含人口文化教育、生活方式等內(nèi)容。從狹義上看，城鎮(zhèn)化是人口不斷向城市集中及城市空間不斷拓展的復合過程，其最主要的特征體現(xiàn)在農(nóng)村人口不斷向城市集中。本文對城鎮(zhèn)化的理解傾向于狹義上的定義，故對城鎮(zhèn)化發(fā)展采用最常見的常住人口比重度量法，即城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛槌擎?zhèn)化率，這種測算方法更符合我國當前城鎮(zhèn)化的特征①戶籍人口比重法難以直接凸顯官員的作用，土地城鎮(zhèn)化率易受到遺漏變量的影響且無法獲取。。

本文將地方官員類型界定為市長和市委書記(以下通稱為“市長”)，因為市長比省長和省委書記更能對城鎮(zhèn)化發(fā)展做出響應，以至于當前城鎮(zhèn)化被戲稱為“市長城鎮(zhèn)化”。關(guān)于地域范圍的界定，考慮到各省之間市長調(diào)任只受該省的影響，本文主要選取某一省域的地級市(包括省轄市)為分析對象，若以全國范圍內(nèi)地級市的城鎮(zhèn)化作為樣本空間，不僅數(shù)據(jù)搜集十分困難，還受到異方差或球形擾動等計量問題的嚴重干擾。

在定量分析地方官員對城鎮(zhèn)化的影響效應時易產(chǎn)生完全共線性和內(nèi)生性問題。從完全共線性來看，市長對城鎮(zhèn)化的影響與轄區(qū)固定效應是同步作用的且難以區(qū)分，不利于有效提取地方官員對轄區(qū)城鎮(zhèn)化的影響效應。值得慶幸的是，地方官員交流(或平調(diào))為提取這種效應提供了良好的自然試驗。我們以某一省份的各地級市干部平調(diào)樣本為分析對象，通過查尋同一市長擔任過的不同地級市來構(gòu)造市長與地級市相契合的數(shù)據(jù)，或查尋在同一地級市任職的不同市長來組建地級市與市長相契合的數(shù)據(jù)，從而有效地把地方官員的影響效應提取出來并同其他的固定效應隔離開，這種效應也可稱為“交流效應”［19］。本文借鑒徐現(xiàn)祥(2007)等人的方法，追溯在同一地級市發(fā)生平調(diào)前后的不同市長，以組建地級市與市長相匹配的數(shù)據(jù)，即我們對比某一有市長平調(diào)過來的地級市在平調(diào)前后的不同市長作用下城鎮(zhèn)化發(fā)展的差異，如此可大致得到平調(diào)過來的市長對轄區(qū)城鎮(zhèn)化的影響效應，該效應也說明市長對地級市城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響程度。由于這種前后差異或市長交流受到其他因素的擾動，從而帶來內(nèi)生性問題，導致該地城鎮(zhèn)化有可能不是交流過來的市長領(lǐng)導和管理的結(jié)果，最終嚴重影響結(jié)論的有效性。針對內(nèi)生性問題，一種可靠的方法就是采取雙重差分法(也稱DID法)，以有效規(guī)避干預政策之外的其他因素影響。因此，我們將某一有市長平調(diào)過來的地級市作為處理組，沒有發(fā)生市長交流的地級市作為對照組，把市長平調(diào)或交流視為一項政策干預并控制其他相關(guān)因素，然后考察這一干預政策對對照組和處理組的影響差異，這樣我們就能干凈有效地甄選出市長交流對調(diào)入的地級市城鎮(zhèn)化進程的影響效應。此外，我們把觀察對象劃分為四個組別:交流前的對照組、交流后的對照組、交流前的處理組和交流后的處理組。在技術(shù)上，我們可用兩個虛擬變量來刻畫上述組別:一個是du，如果組別為處理組則取1，對照組則取0;另一個是dt，如果時間是在市長平調(diào)前則取0，在平調(diào)后則取1。具體的回歸方程設定如下:

其中，i和t分別表示地級市和時間;U和εit分別是城鎮(zhèn)化率和擾動項;系數(shù)β3的取值代表市長交流效應，即交流過來的市長對任職地區(qū)城鎮(zhèn)化的影響程度。就對照組而言，市長流入前后的城鎮(zhèn)化率分別記為:市長流入前為Uit=β0+εit;市長流入后為Uit=β0+β2+εit。因此，對照組的城鎮(zhèn)化率在市長交流前后的差異為Δ1=β2。對處理組來說，市長流入前為Uit=β0+β1+εit，市長流入后為Uit=β0+β1+β2+β3+εit，因此處理組的城鎮(zhèn)化率在市長交流前后的差異為Δ2=β2+β3。此時，我們把這兩種差異相減就得到市長交流對流入地城鎮(zhèn)化的“凈影響”，即Δ△=β2+β3－β2=β3，也就是交叉項duit×dtit的系數(shù)。若實證分析得出的β3顯著為正，則說明平調(diào)過來的市長對其轄區(qū)的城鎮(zhèn)化具有顯著正向作用，也就意味著地方官員推動了城鎮(zhèn)化進程，從而驗證了前述的理論假說。但我們在使用倍差法時需注意的一個關(guān)鍵點就是市長交流這種政策干預必須是外生性的，即duit×dtit不能與誤差項εit相關(guān)?？紤]到市長交流通常是由省政府和省委相關(guān)領(lǐng)導人在綜合考慮各種因素后(不單單是經(jīng)濟因素)作出的決策，而各地級市沒有這方面的決定權(quán)，因此本文運用DID法考量市長交流效應時一個隱含的條件就是市長交流是外生的。在后文中，我們對這種外生性做了進一步的穩(wěn)健性檢驗并支持了該隱含。

(二)控制變量的選取

關(guān)于控制變量，我們選取經(jīng)濟實力、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、教育發(fā)展環(huán)境和全社會固定資產(chǎn)投資等4個因素。首先，城鎮(zhèn)化是伴隨著經(jīng)濟發(fā)展而不斷發(fā)展的，經(jīng)濟實力的增強能有效推動城鎮(zhèn)化，本文以人均GDP反映經(jīng)濟發(fā)展實力。其次，城鎮(zhèn)化發(fā)展須以一定的產(chǎn)業(yè)為支撐，尤其是工業(yè)化引起的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)變化是城鎮(zhèn)化發(fā)展的根本動力和必要條件?？紤]到江西省目前還處于工業(yè)化中期，故本文采用工業(yè)化率來衡量產(chǎn)業(yè)發(fā)展(即第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重)。再次，良好的教育發(fā)展環(huán)境會推動農(nóng)村人口向城市轉(zhuǎn)移，并為城鎮(zhèn)化發(fā)展提供良好的人力資本支撐，該指標采用人均教育經(jīng)費支出。最后，由于城鎮(zhèn)化發(fā)展需生產(chǎn)投入和基礎(chǔ)設施投資，因此該指標采用人均全社會固定資產(chǎn)投資。另外，除工業(yè)化率外，人均GDP、人均教育經(jīng)費支出、人均全社會固定資產(chǎn)投資均采取對數(shù)形式。最終的回歸模型確定為如下形式:

其中，rjgit、gyhit、rtzit、rjyit分別代表人均GDP、工業(yè)化率、人均全社會固定資產(chǎn)投資和人均教育經(jīng)費支出，下標i、t分別表示對應的地級市和時間。其中，β3是我們關(guān)注的重點并預期為正，這種正的市長交流效應其實強調(diào)了地方官員推進城鎮(zhèn)化的影響程度。

(三)數(shù)據(jù)來源及分析

基于數(shù)據(jù)易得性及良好的市長交流情況，本文選取江西省地級市作為分析對象，并搜集、整理了1999－2012年(截至2012年12月)江西省11個地級市市委書記和市長的任命、調(diào)動資料①市長的個人信息數(shù)據(jù)由多種來源收集整理而成，包括人民網(wǎng)、江西人民政府網(wǎng)、各地級市政府網(wǎng)站、《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《人民日報》的相關(guān)報道及地方志等。。之所以劃到1999年，主要考慮到此時11個地級市業(yè)已成形，城鎮(zhèn)化也在此時蓬勃開展起來。在此期間，江西省范圍內(nèi)共計有110多人次在各地級市擔任市委書記、市長。各地級市間發(fā)生市長、市委書記平調(diào)的總次數(shù)為21次(本文通稱為“市長交流”)。其中，僅景德鎮(zhèn)市和新余市沒有發(fā)生過市長交流，其余9個地級市都有過市長交流，次數(shù)在1－3之間不等，但大多是2次和3次。

表1 1999－2012年江西省11個地級市市長交流情況

從表2可以看出，平均而言，交流市長在平調(diào)前后的任職期沒有顯著差異，只不過交流后的官員任職期略長些。交流市長在平調(diào)前所在地級市任職期短則1年、長為5年，平均為2.8年;在平調(diào)后所在地級市任職期短則1年、長為8年，平均為3.3年。因此，3年左右的任職期可以讓市長在當?shù)爻擎?zhèn)化進程中發(fā)揮自己的影響效應。

表2 被平調(diào)市長交流前后在任時長及其次數(shù)

在數(shù)據(jù)處理上，根據(jù)官員交流的具體情況，并考慮交流前后兩個時期，再加上兩個組別對應的地級市，我們組成了一個具有兩個時期和多截面的面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。首先，我們考慮dtit的賦值策略。對發(fā)生市長交流的地級市i而言，dtit=0表示市長交流前，記為時期1;dtit=1則表示市長交流發(fā)生后，記為時期2。其中，時期1的時間跨度是相同的，時期2的時間跨度由于平調(diào)過來的市長任職期長度不同而不盡相同。需要說明的是，由于發(fā)生交流的市長平調(diào)前任職期均值為2.8年，因此我們把時期1設定為3年和4年兩種時間跨度。如果把時期1的時間跨度設為3年，那么時期2的時間就要從2002年開始計算，2002年以前發(fā)生的市長交流樣本就不能考慮在時期2的范圍內(nèi)。同樣地，我們把時期1設定為4年，那么時期2的樣本中就要剔除2003年以前的市長交流，這樣就會流失更多的市長交流樣本。其次，我們把那些平調(diào)過來后任職期不滿2年的市長交流樣本刪除，因為平調(diào)過來的市長推進城鎮(zhèn)化會存在時滯性，難以在兩年內(nèi)對該地區(qū)城鎮(zhèn)化帶來實質(zhì)性影響，這意味著2012年以后發(fā)生的市長交流樣本也要去掉。從表1可以看出，景德鎮(zhèn)市和新余市沒有發(fā)生過市長平調(diào)交流，故將其劃歸為對照組，其他的地級市則歸為處理組。本文的數(shù)據(jù)搜集來源于歷年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《江西省統(tǒng)計年鑒》及各地級市統(tǒng)計年鑒等。

四、實證研究結(jié)果及分析

(一)回歸結(jié)果

為避免橫截面異方差，本文采用Pooled EGLS法并將相應數(shù)據(jù)輸入Eviews6.0軟件，回歸結(jié)果見表3所示。

表3 市長交流的回歸結(jié)果

無論加入控制變量與否，我們發(fā)現(xiàn)duit×dtit的系數(shù)都為正且通過相應的顯著性檢驗，說明與那些沒有發(fā)生市長交流的對照組相比，處理組的城鎮(zhèn)化進程明顯要高。因此，發(fā)生市長平調(diào)的地級市在平調(diào)過來的市長作用下，城鎮(zhèn)化進程有了顯著提升。換言之，市長對轄區(qū)城鎮(zhèn)化具有正向作用，推動了城鎮(zhèn)化發(fā)展，從而進一步驗證了本文的理論假說。從控制變量的回歸結(jié)果來看，人均GDP和工業(yè)化的回歸情況符合現(xiàn)有文獻分析。但人均全社會固定資產(chǎn)投資的符號偏離現(xiàn)有文獻的分析，這可能是因為當前的投資尤其是中小城鎮(zhèn)的投資存在結(jié)構(gòu)性失衡，偏重于城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設施(如大興道路和廣場)，而對城市公共服務的投資嚴重不足，不能有效吸引農(nóng)村剩余勞動力。人均教育經(jīng)費支出對城鎮(zhèn)化發(fā)展呈負相關(guān)性，說明當前的教育存在嚴重的不均衡，教育資源和支出重城市輕農(nóng)村，在城市層面上又過多集中于省會等中心城市而忽視了其他中小城市，因此阻礙了城鎮(zhèn)化發(fā)展，這不得不令我們深思當前城鎮(zhèn)化存在的問題。由于本文旨在提取市長對地方城鎮(zhèn)化的整體凈效應，因此這些結(jié)果并不會沖擊凈效應的有效性，但分析市長如何推進城鎮(zhèn)化及其伴隨而來的結(jié)構(gòu)性問題也是一個我們值得研究的課題。

(二)穩(wěn)健性檢驗

在表3中，當我們把第一期跨度分別設置為3年和4年時，回歸結(jié)果并無本質(zhì)性波動且均通過顯著性檢驗、系數(shù)穩(wěn)定。此外，我們在對比有無控制變量的回歸結(jié)果時發(fā)現(xiàn)，加入控制變量后的顯著性更高，系數(shù)也提高了。當然，市長交流這項干預政策自身也會存在一定的內(nèi)生性問題，即地區(qū)之間的市長交流可能是基于該地區(qū)的自身情況來定奪的，若該地區(qū)存在領(lǐng)導者不勝任，然后才發(fā)生市長交流，這種情況下可能帶來回歸偏誤。因此，我們必須刪除那些原在任領(lǐng)導因違紀違法等發(fā)生的市長交流樣本。根據(jù)資料顯示，上饒市存在此類現(xiàn)象，故必須重新調(diào)整上饒市的相應數(shù)據(jù)，而非刪除上饒市這個樣本對象，因為這種違紀違法現(xiàn)象帶來的只是上饒市交流前后的時間變動，最終我們得出的樣本總數(shù)還是不變的。

表4 剔除相關(guān)影響后的市長交流回歸結(jié)果

由表4可以看出，排除一定內(nèi)生性影響的回歸結(jié)果同前述分析一樣變化不大，這也進一步說明官員交流的外生性還是滿意的。總而言之，本文得出的市長交流的正向效應結(jié)果還是相當穩(wěn)健的。此外，本文沒有選取全省情況作為對照組，這是因為省長或省委書記自身會存在省際間的交流，存在一定的干擾性，從而影響回歸結(jié)果的有效性。

五、結(jié) 語

本文論述地方官員對城鎮(zhèn)化發(fā)展存在一定的“偏好”，并實證分析地方官員對城鎮(zhèn)化的顯著正相關(guān)關(guān)系。盡管地方官員在當前城鎮(zhèn)化進程中發(fā)揮了重要而顯著的推動作用，但他們更多的是出于自身利益而非社會利益的考慮，從而很難保證這種“積極”推動下的城鎮(zhèn)化就一定具有“積極”的意義。相反地，我國當前城鎮(zhèn)化發(fā)展還是存在一定弊端的，這一弊端與地方官員對城鎮(zhèn)化的“積極”推動是息息相關(guān)的。因此，本文在強調(diào)地方官員推動城鎮(zhèn)化起到重要作用的同時，也指出地方官員在城鎮(zhèn)化進程中帶來的消極影響。實現(xiàn)城鎮(zhèn)化的健康可持續(xù)發(fā)展，離不開地方官員自身素質(zhì)的提升、科學的執(zhí)政能力及對新型城鎮(zhèn)化和生態(tài)文明建設等理念的深刻認識和認真貫徹。如果地方官員在推動城鎮(zhèn)化進程中漠視市場力量和城鎮(zhèn)化本身的規(guī)律性，就會扭曲資源的市場化配置，容易導致偽城鎮(zhèn)化現(xiàn)象。當前的“鬼城”現(xiàn)象就在一定程度上說明地方官員推動城鎮(zhèn)化進程是有所扭曲的，有些地方官員甚至被冠以諷刺性的綽號(如“李拆城”、“季挖挖”)。此外，由于相關(guān)制度尤其是以GDP為核心的績效考核制度的不合理引導，使地方官員難免急功近利，容易忽視城鎮(zhèn)化的客觀發(fā)展規(guī)律，導致城鎮(zhèn)化扭曲性發(fā)展，土地城鎮(zhèn)化速度遠快于人口城鎮(zhèn)化，農(nóng)民工難以獲得身份上的認可，最終由此引發(fā)一系列社會安全問題。因此，推進城鎮(zhèn)化良性發(fā)展必須建立合理的地方官員考核制度，把城鎮(zhèn)化過程中的農(nóng)民工市民化納入地方官員的績效考核，調(diào)整戶籍制度和土地制度等，強調(diào)以人為本的城鎮(zhèn)化發(fā)展，形成有質(zhì)量的城鎮(zhèn)化率，從而高質(zhì)量地推進新型城鎮(zhèn)化發(fā)展。

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