康繼軍+吳鵬+傅蘊英

摘要：文章通過引入一個多維市場化指數(shù)作為衡量經濟體制轉型的制度變量，將經濟體制市場化轉型、城鎮(zhèn)化與經濟增長納入一個系統(tǒng)進行研究，在理論機制分析基礎上，建立了一個包含經濟體制市場化轉型、城鎮(zhèn)化與經濟增長的聯(lián)立方程模型，研究經濟轉型背景下城鎮(zhèn)化與經濟增長的互動關系?；?000-2012年的中國省級面板數(shù)據的實證結果表明，中國經濟體制的市場化轉型有效地推動了城鎮(zhèn)化和經濟增長；城鎮(zhèn)化對經濟增長有顯著的促進作用；經濟增長對城鎮(zhèn)化的影響呈現(xiàn)出一種倒U形的曲線關系，并不是目前諸多文獻認為的簡單正相關關系。因此，保持合理的經濟發(fā)展速度能夠更好地推動城鎮(zhèn)化平穩(wěn)健康發(fā)展。

關鍵詞：市場化進程；城鎮(zhèn)化；經濟增長；經濟轉型；聯(lián)立方程

中圖分類號：F2911文獻標志碼：A文章編號：

10085831（2015）01000109

一、問題與文獻綜述

2008年的經濟危機浪潮尚未退去，國際經濟形勢仍然堪憂，隨著人民幣匯率的上升以及勞動力成本的上漲，加之人口紅利逐漸減弱，以出口為導向的中國經濟正面臨嚴峻的挑戰(zhàn)，一直以來以投資為主導的中國經濟增長已經出現(xiàn)了一些不可持續(xù)的現(xiàn)象，產能過剩和投資效率低下等問題日益突顯。面對“保增長”的嚴峻形勢，拉動經濟增長的“三駕馬車”中出口和投資已經顯得乏善可陳，這使得政府和公眾的注意力就轉移到第三駕馬車“消費”之上，鑒于國際需求的疲軟表現(xiàn)，拉動內需就顯得迫切而重要。

隨著新型城鎮(zhèn)化道路戰(zhàn)略的提出，中國的城鎮(zhèn)化進程將會釋放巨大的消費潛力，城鎮(zhèn)化是解決農業(yè)和農民問題的重要途徑和方法，是推動區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展的有力支撐。城鎮(zhèn)化絕不僅僅是指人口的城鎮(zhèn)化，其背后是經濟社會體制的深刻變革，是人們生產和生活方式的巨大轉變。研究中國的城鎮(zhèn)化離不開特定的經濟體制變革背景和經濟發(fā)展現(xiàn)狀，經濟體制市場化轉型作為一場深刻的制度變革過程，在過去30多年的改革開放進程中對國民經濟和社會發(fā)展產生了深遠的影響，隨之而來的幾個問題是：經濟體制的市場化轉型是否對城鎮(zhèn)化進程也起到了積極的推動作用？城鎮(zhèn)化作為拉動內需的重要途徑，是否已經成長為經濟增長的新引擎？經濟增長與城鎮(zhèn)化是否存在一種相互作用的機制，使得二者良性發(fā)展，相互促進？這些都是國家在推動新型城鎮(zhèn)化和統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展過程中需要厘清的問題，也是本文將要深入探討解答的問題。需要特別說明的是，在本文的后面部分所討論的市場化進程與經濟轉型語義上不存在嚴格的區(qū)別，屬于同一內涵。

城鎮(zhèn)化，又稱作“城市化”或者“都市化”，均是來源于英文“Urbanization”，二者有著相近的含義?！秶倚滦统擎?zhèn)化規(guī)劃（2014-2020年）》[1]提出全面放開建制鎮(zhèn)和小城市落戶限制，有序放開城區(qū)人口50萬～100萬的城市落戶限制，合理放開城區(qū)人口100萬～300萬的大城市落戶限制，嚴格控制城區(qū)人口500萬以上的特大城市人口規(guī)模?？梢?，中國的城鎮(zhèn)化的重心將是推動中小城市和鎮(zhèn)的發(fā)展，所以，“城鎮(zhèn)化”和“城市化”雖僅有一字之差，但政府部門在制定政策時使用“城鎮(zhèn)化”一詞更加彰顯了當前中國的實際國情。

關于城鎮(zhèn)化的影響因素，國內學者做了大量的研究，例如，程必定[2]指出人口城鎮(zhèn)化的主要動力來自于工業(yè)化的發(fā)展以及由此引起的區(qū)域產業(yè)結構的變化。王國剛[3]指出城鎮(zhèn)化作為一場深刻的社會變革，需要多種經濟成分的共同發(fā)展、對外開放的新思路以及有效的金融改革等體制機制創(chuàng)新措施。戴永安[4]基于隨機前沿生產函數(shù)的方法測算了2001-2007年中國266個城市的城市化效率，并在此基礎上實證分析了人口因素、政府作用、基礎設施等八大因素對城市化效率的影響。蘇素等[5]將經濟增長對城鎮(zhèn)化的影響效應分為規(guī)模效應和結構效應兩個方面，研究結果表明，經濟增長能夠推動城鎮(zhèn)化的進程，但是這個過程會受到產業(yè)結構和城鄉(xiāng)收入差距的影響。江易華[6]利用中國1 826個縣域統(tǒng)計數(shù)據，通過因子分析法檢驗了可能影響城鎮(zhèn)化水平的14項指標。張麗琴、陳烈[7]以河北省為例，采用主成分回歸分析方法實證研究了新型城鎮(zhèn)化的影響因素，這些因素主要包括經濟發(fā)展、產業(yè)結構和制度因素等方面。

關于經濟增長與城鎮(zhèn)化關系的研究，國外學者從不同視角進行了探討，Henderson[8]利用跨國面板數(shù)據證實了城市化與經濟增長之間存在較強的相關性，但是并未從因果關系的角度探討二者之間的因果關聯(lián)。Luisito和Zou[9]建立了一個簡單的城市經濟模型，認為當城鎮(zhèn)化發(fā)展到一定程度以后，城鎮(zhèn)化通過促進人力資本發(fā)展進而推動經濟增展。Luisito和Duncan[10]假設生產率取決于人力資本，通過建立相關的理論模型指出城鎮(zhèn)化將是經濟持續(xù)增長的引擎。Bruckner[11]利用1960-2001年41個非洲國家的面板數(shù)據研究得出，城鎮(zhèn)化對經濟增長有顯著的推動作用。Blane[12]通過對印度尼西亞1960-2009年的時間序列數(shù)據研究發(fā)現(xiàn)，城市化與經濟增長之間存在正相關關系。國內學者方面，賀燦飛、梁進社[13]的研究認為市場化進程和城市化水平是影響中國區(qū)域經濟差異的重要因素。Chang和Brada[14]指出中國的城鎮(zhèn)化發(fā)展滯后于經濟增長的速度，加速城鎮(zhèn)化發(fā)展可以創(chuàng)造更多的就業(yè)機會并且?guī)咏洕脑鲩L。鄭亞平[15]運用中國120個城市截面數(shù)據構建了城市化質量水平測度模型，研究結果認為城市經濟的持續(xù)增長和協(xié)調發(fā)展有賴于城市化的內在質量提升。吳福象、劉志彪[16]對長三角地區(qū)16個城市的實證研究認為，在長三角城市化群落中，城市化與經濟增長之間存在顯著的正相關關系。王家庭、賈晨蕊[17]利用空間滯后模型證實了中國城市化進程對區(qū)域經濟增長的影響存在空間差異性。曹裕等[18]通過對1987-2006年的省級面板數(shù)據協(xié)整檢驗，得出中國的城市化水平、城鄉(xiāng)收入差距和經濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。朱孔來[19]通過面板數(shù)據的單位根檢驗和協(xié)整分析，得出中國的城鎮(zhèn)化和經濟發(fā)展水平之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。馬曉河[20]指出城鎮(zhèn)化可以在很大程度上創(chuàng)造消費需求，同時在供給層面也會促進產業(yè)結構調整與升級，城鎮(zhèn)化將是中國經濟增長新的源泉。

從現(xiàn)有文獻有關中國經濟體制改革，即經濟體制的市場化進程對于城鎮(zhèn)化的影響研究看，在研究方法上，現(xiàn)有研究大多停留在理論政策層面，缺乏實證研究的經驗支持；從研究廣度上看，少量文獻提及了政府的作用、對外開放以及非國有經濟的發(fā)展等因素，缺少關于市場化內涵的各個維度對于城鎮(zhèn)化影響機制的系統(tǒng)性闡述。因此，本文認為，改革開放30多年來，中國的經濟社會取得如此巨大的成就，經濟體制的市場化改革是不可或缺的重要因素，鑒于學術界對于市場化指數(shù)已有較為系統(tǒng)深入的研究，我們認為，可以從實證分析的角度系統(tǒng)地研究市場化進程對于城鎮(zhèn)化的貢獻程度。

在經濟增長這一變量的指標選擇上，現(xiàn)有研究大多選擇人均GDP作為研究對象，由于城鎮(zhèn)化采用的大多是常住人口常住人口是指在城市居住時間超過6個月的人口。統(tǒng)計口徑，而人均GDP則在2004年才開始使用常住人口計算， 2004年之前則一直采用的戶籍人口計算，采用戶籍人口計算就忽視了流動人口因素，從而導致統(tǒng)計誤差的產生。對于經濟較為發(fā)達的地區(qū)，因為沒有計入大量的外來人口，人均GDP被高估，而對于經濟欠發(fā)達的地區(qū)，由于未剔除外流人口，人均GDP會被低估。因此，為了保證數(shù)據準確性和可比性，本文選用GDP作為經濟總量的代理指標考察經濟增長與城鎮(zhèn)化二者的關系，GDP指標的內涵是指一個國家或地區(qū)一定時期內的最終產品和勞務價值，體現(xiàn)了一個地區(qū)常住人口的總產出，這與城鎮(zhèn)化的常住人口統(tǒng)計口徑相吻合。

在對經濟增長與城鎮(zhèn)化的關系研究方面，現(xiàn)有研究大都使用基于相關性分析的回歸分析、基于單位根和協(xié)整理論的時間序列模型分析等方法，通過對跨國或者分地區(qū)的截面數(shù)據、面板數(shù)據或者一個國家或地區(qū)的時間序列數(shù)據的計量經濟學建模估計，討論二者之間的相關性或者長期均衡關系的存在?；谏鲜龇治?，本文首先重點分析市場化進程對城鎮(zhèn)化的作用機制，在理論機制的分析基礎上建立一個聯(lián)立方程模型，將城鎮(zhèn)化與經濟增長納入一個經濟系統(tǒng)內定量討論二者的互動作用關系。

二、模型設定與數(shù)據處理

（一）理論機制

1.市場化對城鎮(zhèn)化的影響機制

關于各地區(qū)市場化進程的研究，國內較具代表性的是樊綱等做出的系統(tǒng)性闡述，樊綱等學者界定市場化的內涵主要包括政府與市場的關系、非國有經濟發(fā)展、產品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度、市場中介組織和法律制度環(huán)境五個方面。這一劃分標準有其合理性，本文認為市場化進程對城鎮(zhèn)化的影響主要包括以下幾個方面。

首先，非國有經濟的發(fā)展程度是衡量經濟體制市場化進程的一個重要標志，一個經濟體的健康持續(xù)發(fā)展需要多種形式經濟的協(xié)調發(fā)展，完善的市場經濟體制能夠在促進要素流動、優(yōu)化資源配置方面發(fā)揮重要作用。國有經濟大多集中在城市，在解決農村剩余勞動力方面起到了一定的作用，但城鎮(zhèn)化發(fā)展的過程也離不開大量鄉(xiāng)鎮(zhèn)民營企業(yè)的發(fā)展，這些企業(yè)使農民從農田里走出去，尤其在實現(xiàn)人口的就近城鎮(zhèn)化方面功不可沒，這些民營鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)解決了農村大量勞動力的安置問題，使城鎮(zhèn)化進程變得現(xiàn)實可行。王小魯指出在改革開放后的20多年里，中國有超過1億的農村勞動力從農業(yè)部門轉移到鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在改善資源配置、推動城市化進程和經濟增長方面起到了重要作用。

其次，一個地區(qū)的對外開放程度也是推動城鎮(zhèn)化的重要因素，這主要是由于外資引入豐富了當?shù)氐囊厥袌?，吸引了更多的農村勞動力，這些農民工長期居住在城市，參與城市的建設，是城市化進程中不可或缺的一部分。

第三，對于政府與市場的關系，政府是市場規(guī)則的制定者，是體制機制創(chuàng)新的頂層設計者，在城鎮(zhèn)化進程的道路上起到了統(tǒng)籌全局的作用?！秶倚滦统擎?zhèn)化規(guī)劃（2014-2020年）》指出需要正確處理政府和市場關系，堅持使市場在資源配置中起決定性作用，更好發(fā)揮政府作用，切實履行政府制定規(guī)劃政策、提供公共服務和營造制度環(huán)境的重要職責，使城鎮(zhèn)化成為市場主導、自然發(fā)展的過程，成為政府引導、科學發(fā)展的過程。由此可見，政府與市場關系的演變將會深刻影響中國城鎮(zhèn)化道路的走向。

最后，金融的發(fā)展也是市場化的重要范疇之一，它更好地推動了資金的市場化流向，盤活了實體經濟。我們認為金融業(yè)的發(fā)展是通過間接效應拉動了城鎮(zhèn)化的進程。另外，新型城鎮(zhèn)化面臨巨大的資金缺口，金融業(yè)的市場化進程無疑也能更好地為城鎮(zhèn)化提供融資支持。

2.經濟增長與城鎮(zhèn)化的互動機制

程必定指出經濟增長主要通過產業(yè)結構多元化、區(qū)域經濟中心的發(fā)展、財富積累等方面影響城鎮(zhèn)化，同時，人口城鎮(zhèn)化也會對經濟增長產生重要作用，如強化區(qū)域經濟發(fā)展中心的地位，優(yōu)化區(qū)域經濟中心的地域空間分布和群體組合效應。關于城鎮(zhèn)化對經濟增長的影響機制，吳福象、劉志彪在研究長三角地區(qū)城市化群落對經濟增長的驅動機制時，認為這種機制主要表現(xiàn)為兩種形式，一是通過要素的自由流動聚集，提高城市群的創(chuàng)新動力來促進經濟增長；二是政府通過加大固定資產投資和基礎設施建設，降低企業(yè)間的運輸成本，強化企業(yè)間的聯(lián)系，最終促進經濟增長。

關于經濟增長影響城鎮(zhèn)化發(fā)展進程的傳導機制，我們認為，在經濟發(fā)展初期，經濟增長對人力資本的依賴性很高，城市帶來的產業(yè)集聚效應會引領人口快速向城鎮(zhèn)聚集，城鎮(zhèn)化水平會不斷提升；在經歷短暫的平穩(wěn)期后，隨著時間的推移，經濟增長更多地依靠科技進步的帶動，對人力資本的依賴性逐漸減弱，人口向城鎮(zhèn)遷移的趨勢會減緩，與此同時，隨著城鄉(xiāng)基本公共服務均等化的開展，農村和小城市的吸引力會逐步加大，比如環(huán)境質量和生活空間的優(yōu)勢等，都可能導致“逆城鎮(zhèn)化”現(xiàn)象的發(fā)生，也即大城市的人口會向小城市或者農村轉移。這種現(xiàn)象一定程度上類似于Kuznets在研究收入差距與經濟增長時提出的倒U形結論。

因此，本文提出如下假設：在經濟發(fā)展的初級階段，經濟增長能夠促進城鎮(zhèn)化進程，隨著經濟發(fā)展水平的提高，經濟增長對城鎮(zhèn)化的促進作用會逐漸減弱，甚至會轉變?yōu)橐种谱饔?，從長期看，經濟增長對城鎮(zhèn)化的影響將呈現(xiàn)倒U形。在本文后面部分的實證研究當中，我們將通過建立聯(lián)立方程模型驗證這一假設在中國經濟轉型的實踐中是否成立。

關于城鎮(zhèn)化的其他影響因素，本文重點考察了產業(yè)結構、基礎設施建設以及城鄉(xiāng)收入差距這三個因素的影響，這主要考慮到第二產業(yè)的發(fā)展與城鎮(zhèn)化進程密切相關。改革開放以來，人口城鎮(zhèn)化的速度遠遠落后于土地城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的速度，對于這一點，我們認為工業(yè)化的優(yōu)先發(fā)展會帶動城鎮(zhèn)化的后續(xù)開展；交通基礎設施的建設為城鎮(zhèn)化的開展提供了硬件保障，尤其對于中小城市和小城鎮(zhèn)的城鎮(zhèn)化進程會起到良性的引導作用；城鄉(xiāng)收入差距是體現(xiàn)一個社會公平程度的重要指標，努力提高農民收入，將這一差距控制在合理范圍內將有利于推進城鎮(zhèn)化，有利于改變原有城鄉(xiāng)二元格局，真正實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化。

在影響經濟增長的其他因素上，資本和勞動力仍然是我們優(yōu)先考慮的因素，另外，我們還將考慮市場化與城鎮(zhèn)化這兩大社會變革對經濟增長的影響。關于市場化在促進經濟增長的貢獻方面，現(xiàn)有研究，如徐現(xiàn)祥和李郇、康繼軍等、樊綱等都證實了中國經濟體制的市場化改革對經濟增長起到了重要作用。

通過以上理論機制的論述，我們認為，城鎮(zhèn)化與經濟增長之間的互動機制可以由圖1表出。我們使用聯(lián)立方程組來刻畫城鎮(zhèn)化與經濟增長這一較為復雜的經濟體系，在模型中我們將經濟增長的二次項引入到城鎮(zhèn)化方程當中以驗證前文倒U形假設是否成立。建立聯(lián)立方程組模型如下：

（2）圖1城鎮(zhèn)化與經濟增長互動作用機制圖

其中，下標i代表地區(qū)（省份），t代表時間（年份），變量URB代表城鎮(zhèn)化水平，WMI代表市場化進程，IS代表產業(yè)結構，GAP表示城鄉(xiāng)收入差距，TRAN表示交通基礎設施，Y表示經濟發(fā)展水平（GDP），K表示資本存量，L表示勞動力。按照經濟增長文獻相關變量的傳統(tǒng)處理方法，模型中Y、K、L取自然對數(shù)值，其余比值型變量使用原值。

（二）變量選取和數(shù)據處理

1.城鎮(zhèn)化（URB）

本文采用城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總人口的比重表示。首先需要界定的是城鎮(zhèn)人口的定義，改革開放以來，市鎮(zhèn)的設置標準及城鎮(zhèn)人口的統(tǒng)計口徑都發(fā)生了幾次變化，這直接影響著中國城鎮(zhèn)化水平的測度結果?，F(xiàn)有的城鎮(zhèn)人口定義是指居住在城鎮(zhèn)范圍內的全部常住人口，該定義包括了大量進城務工的農民工人口數(shù) 根據國家統(tǒng)計局的數(shù)據，這一數(shù)字在2013年已經超過了2.6億。

。根據2012年的數(shù)據，按常住人口計算的中國的城鎮(zhèn)化率達到了52.6%，而按戶籍人口計算的城鎮(zhèn)化率僅有35.3%，二者相差17.3個百分點。從福利經濟學的角度看，這些進城農民工并沒有享受到城鎮(zhèn)居民應有的社會保障、醫(yī)療和教育等基本公共服務，因此，按常住人口計算的城鎮(zhèn)化率并不能反映城鎮(zhèn)化的質量。就本文的研究視角而言，這些非城鎮(zhèn)戶籍的人口是經濟發(fā)展過程中不可或缺的部分，他們積極參與了城市經濟的建設，對經濟發(fā)展的貢獻不可忽視。因此，本文認為采用按常住人口計算的城鎮(zhèn)化率這一指標更加符合研究城鎮(zhèn)化與經濟增長互動關系的需要。由于2000年第五次人口普查與第三次和第四次的人口普查在城鎮(zhèn)人口的統(tǒng)計口徑上存在較大差距，不同統(tǒng)計口徑的城鎮(zhèn)人口數(shù)缺乏可比性，此外，基于第五次人口普查時所采用的城鎮(zhèn)化率統(tǒng)計口徑考慮了人口密度的因素，與國際標準接軌，統(tǒng)計口徑相對科學。所以，為了保持數(shù)據準確性和可比性，本文僅就2000年以來第五次人口普查時的城鎮(zhèn)化率變化情況進行了研究。

2.城鄉(xiāng)居民收入差距（GAP）

現(xiàn)有研究多使用城鄉(xiāng)收入比、基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等指標測度城鄉(xiāng)居民的收入差距。為便于和現(xiàn)有研究結果比較以及考慮到數(shù)據的可得性，本文仍采用目前普遍使用的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農村居民人均收入的比值來測度城鄉(xiāng)收入差距。

3.產業(yè)結構（IS）

采用各地區(qū)第二產業(yè)產值占三次產業(yè)總產值的比重衡量。

4.基礎設施建設（TRAN）

本文采用公路建設情況作為代理變量，具體用每萬人擁有的公路里程數(shù)表示。

5.市場化進程（WMI）

關于中國各地區(qū)市場化相對進程的研究，最有影響力的是樊綱等構造的市場化指數(shù)（以下簡稱樊綱指數(shù)）。樊綱指數(shù)的優(yōu)勢在于指標體系比較全面，較好地刻畫了中國各地區(qū)的市場化相對進程，但是也存在一些不足之處，最大的問題在于部分調查指標未能逐年更新，并且指數(shù)樣本期較短（1997-2009），2010年以后的數(shù)據無法獲得，因此不能完全滿足研究需要。

本文以樊綱指數(shù)為基礎，借鑒汪鋒等構造的市場化指數(shù)，該指數(shù)涵蓋4個一級分指標，9個二級分指標

這9個二級分指標分別是非國有經濟在工業(yè)總產值中的比重、非國有經濟在全社會固定資產投資中的比重、非國有經濟在消費品零售總額中的比重和非國有經濟就業(yè)人數(shù)占城鎮(zhèn)從業(yè)人員數(shù)的比重、進出口貿易額占經濟總量的比重、外商直接投資占經濟總量的比重、地方政府財政支出減掉教育開支占經濟總量的比重、金融機構存款余額占經濟總量的比重、金融機構貸款余額占經濟總量的比重。，包括非國有經濟發(fā)展、對外開放、政府和市場的關系、金融發(fā)展四大方面。雖然該指數(shù)在指標完備方面較樊綱指數(shù)有所欠缺，但是基礎數(shù)據來源較為可靠，沒有大量使用調查數(shù)據，研究者可以自行逐年更新，樣本期能夠涵蓋從1978年改革開放以來的整個中國經濟轉型進程，比較適合本文的研究需要。因此，本文使用汪鋒的市場化相對指數(shù)衡量市場化進程，使用樊綱指數(shù)作為穩(wěn)健性檢驗的替代變量。

另外，我們還對原有的數(shù)據作了修訂和完善，對于重慶直轄以前缺失的數(shù)據，按照《重慶歷史統(tǒng)計資料1949-1996》上公布的數(shù)據進行了補充。對補充完善后的各分指標重新進行標準化評分和主成分分析，最終得到1978-2012年的市場化進程總指數(shù)，根據研究需要，本文使用了2000-2012年時間段的數(shù)據。

6.資本（K）

關于中國資本存量的計算，現(xiàn)有的文獻大都基于Goldsmith于1951年開創(chuàng)的永續(xù)盤存法（IPM），資本存量的計算基期一般都較早，這樣可以保證后面年份受到基期資本存量影響較小。由于重慶在1997年才開始直轄，現(xiàn)有文獻對重慶資本存量的計算主要有兩種處理方法：一是與四川省合并計算，二是通過估算重慶相關的投資數(shù)據計算。我們認為第一種方法已經不能滿足當前研究區(qū)域經濟發(fā)展的需要，而第二種方法的準確性不夠。本文通過數(shù)據的深度挖掘，基于單豪杰的方法對重慶和四川的資本存量進行了分開計算，并對各地區(qū)的數(shù)據進行了補充。具體做法如下。

首先，對于1952-1996年重慶的固定資本形成總額，用《中國國內生產總值核算-歷史資料 1952-1995》中公布的“老四川”（含重慶在內）數(shù)據減去《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》中公布的“新四川”（不含重慶在內）數(shù)據得到，對于1996年后的固定資本形成總額數(shù)據，可以從相關年份的《重慶統(tǒng)計年鑒》得到。其次，對于1952-1996年重慶的投資價格指數(shù)，我們采用與“老四川”相同的固定資本形成總額指數(shù)，對于1997年以后的投資價格指數(shù)，我們采用相應年份《重慶統(tǒng)計年鑒》中的固定資產投資價格指數(shù)，在此基礎上，我們計算出了以1952年為基期的投資平減指數(shù)。為保持與其他變量基期的一致性，我們選用2000年為基期對資本存量進行了再計算，限于篇幅，本文只列出了1999年以來重慶和四川的資本存量。

表11999-2012年重慶市、四川省資本存量表（單位：億元）（以2000年為基期）

1999200020012002200320042005

重慶2 534.46 2 890.11 3 327.65 3 880.65 4 647.14 5 552.50 6 602.57

四川5 651.09 6 381.42 7 234.97 8 225.49 9 410.04 10 702.32 12 278.17

2006200720082009201020112012

重慶7 751.09 9 049.19 10 779.93 12 397.37 14 342.91 16 697.26 19 097.10

四川14 284.05 16 734.68 19 593.14 22 859.67 26 660.00 30 932.32 35 598.77

7.勞動力

由于統(tǒng)計年鑒公布的一般為就業(yè)人數(shù)的年末數(shù)，考慮到當年就業(yè)人數(shù)的波動性，我們采用各地區(qū)年初就業(yè)人數(shù)與年末就業(yè)人數(shù)的均值作為當年勞動力的衡量指標，這樣處理的目的是為了盡量減少誤差，得到與當年實際就業(yè)人數(shù)更加相近的數(shù)值。

8.GDP

為消除物價因素的影響，本文以2000年為基期，采用GDP平減指數(shù)對2000年以后各地區(qū)名義GDP進行平減，得到以2000年為基期的各地區(qū)GDP實際數(shù)據。

基礎數(shù)據來源于相關年份的《中國統(tǒng)計年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、各地區(qū)統(tǒng)計年鑒、Wind數(shù)據庫等，對于個別數(shù)據的缺失，采用插值法補全。鑒于西藏數(shù)據缺失較多，所以本文的研究對象為中國內陸除西藏以外的30個省、直轄市和自治區(qū)。

三、實證結果分析

（一）聯(lián)立方程的識別和聯(lián)立性檢驗

首先，從聯(lián)立方程的階條件和秩條件可以判斷，方程（1）和（2）都是可以識別的；其次，關于聯(lián)立性的檢驗，目前采用較多的是Hausman設定的誤差檢驗方法，其檢驗的本質是檢驗一個內生解釋變量是否與誤差項相關，若它們之間存在顯著的相關關系，則方程存在聯(lián)立性。本文的具體做法是：將方程（1）的被解釋變量URB對所有前定變量進行簡單回歸，得到方差εi，t，然后將方程（2）的被解釋變量lnY對WMI、URB、lnK、lnL和εi，t作簡單回歸，得到結果如下：

（二）聯(lián)立方程的估計方法選擇與實證結果分析

本文選用3SLS方法對聯(lián)立方程組進行參數(shù)估計。3SLS是一種系統(tǒng)估計方法，考慮到了聯(lián)立方程組各方程間的聯(lián)系，并且能有效克服擾動項之間的相關性。在估計方程時需要設置相應的工具變量，設置的原則是選用所有的先決變量（包括外生變量和內生滯后變量）都作為工具變量。

表2給出了聯(lián)立方程的估計結果，從實證分析結果看，經濟增長的一次項對城鎮(zhèn)化的影響系數(shù)為正，而二次項對城鎮(zhèn)化的影響系數(shù)為負，對城鎮(zhèn)化的影響呈現(xiàn)出一種倒U形的趨勢，這印證了前文對經濟增長與城鎮(zhèn)化關系的倒U形假設。事實上該結論已經在美國等一些發(fā)達國家得到驗證，20世紀60年代，美國爆發(fā)了“城市危機”，大城市暴露了一系列問題，如能源危機、環(huán)境問題和人口過度聚集等，許多市民為了擺脫大城市的一系列困擾，遷往小型城鎮(zhèn)或者鄉(xiāng)村生活，這種“逆城市化”滿足了中產階級的理想居住要求。

市場化進程對城鎮(zhèn)化的推動作用顯著，實證結果顯示，市場化指數(shù)每提高1個百分點，就能使城鎮(zhèn)化率大約提高2.559個百分點；工業(yè)化的帶動作用同樣不可小覷，第二產業(yè)比重每提高1個百分點，能夠使城鎮(zhèn)化率大約提高0.313個百分點；公路交通基礎設施的建設對城鎮(zhèn)化的影響系數(shù)為0.262，同樣對城鎮(zhèn)化的開展有正面的促進作用。值得關注度的是，城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)化的影響系數(shù)為-2.305，該結果意味著城鄉(xiāng)收入差距的擴大會阻礙城鎮(zhèn)化的開展。我們認為，歷經30多年的改革開放，隨著中國經濟的高速增長，在追求效率的同時喪失了部分公平，財富過度集中，城鄉(xiāng)收入差距也逐步擴大，不僅使城鎮(zhèn)化動力不足，還會引起一系列潛在的社會問題。國外學者早有研究指出，片面追求效率優(yōu)先的快速經濟增長具有不穩(wěn)定作用，本文的實證結果進一步證實了該命題，在進行進一步改革開放的制度設計時必須加以認真對待，妥善處理好經濟增長和穩(wěn)定發(fā)展的問題。

在經濟增長的方程當中，資本和勞動力對經濟增長的產出彈性分別是0.613和0.479，仍然是影響經濟增長的重要因素，尤其是資本的投入對經濟增長的作用至關重要。市場化對經濟增長的影響系數(shù)為0.009，對經濟增長起到了積極的推動作用，這一點我們與經濟增長相關理論以及現(xiàn)有的實證研究，如樊綱等的結論類似，這也印證了中國過去的經濟體制改革卓有成效。城鎮(zhèn)化對經濟增長的影響系數(shù)為0.013，對于經濟增長的作用也開始顯現(xiàn)出來，這與國家大力推動城鎮(zhèn)化進程，將城鎮(zhèn)化作為經濟增長的新引擎的政策目標是相一致的。

四、穩(wěn)健性檢驗

為保證結果的可靠性，本文從以下兩個方面對實證結果進行穩(wěn)健性檢驗以保證結果的可靠性（具體檢驗結果見表2，樊綱指數(shù)用FMI表示）。

其一，我們對估計方法進行了再檢驗，這里選用GMM估計方法作為穩(wěn)健性檢驗的方法，理由是它可以克服隨機誤差項的異方差和序列相關，是一種有效的估計方法。從GMM估計的結果看，除了回歸系數(shù)有所差別外，基本結論與3SLS方法類似。其二，鑒于上文提到了樊綱指數(shù)的一些優(yōu)勢和不足，本文沒有將其作為重要解釋變量引入聯(lián)立方程體系當中，但是不妨礙我們使用樊綱指數(shù)作為穩(wěn)健性檢驗的替代變量。為了保持與本文市場化指數(shù)評分的一致性，我們對樊綱市場化指數(shù)改為百分制表示，從穩(wěn)健性檢驗的結果看，除個別系數(shù)顯著性及系數(shù)大小發(fā)生改變外，城鎮(zhèn)化對經濟增長的促進作用以及經濟增長對城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)的倒U形影響趨勢這一基本結論也未發(fā)生改變。

五、結論及政策性建議

本文從市場化進程的多個維度對市場化推進城鎮(zhèn)化的作用機制進行了闡述，系統(tǒng)探討了中國經濟轉型背景下城鎮(zhèn)化與經濟增長的互動作用關系。本文通過建立聯(lián)立方程模型，將市場化、城鎮(zhèn)化與經濟增長納入到一個經濟系統(tǒng)進行研究，通過實證結果的分析可以看出，經濟體制的市場化轉型這一深刻的制度變革過程在推動城鎮(zhèn)化進程與經濟增長方面都起到了積極的促進作用；城鎮(zhèn)化對經濟增長的推動作用也逐漸顯現(xiàn)；經濟增長對城鎮(zhèn)化的影響呈現(xiàn)出一種倒U形的趨勢，這表明保持適度的經濟增長對于城鎮(zhèn)化的開展尤為重要。

雖然本文的實證研究沒有涉及城鎮(zhèn)化的質量以及經濟增長質量的論述，但是，從相關結論看，仍然蘊含豐富的政策性含義。

首先，城鎮(zhèn)化的開展不僅僅是人口的城鎮(zhèn)化，更多的應該是農民職業(yè)的轉變以及由此引起的生產方式和生活方式的轉變，政府應該統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，努力實現(xiàn)城鄉(xiāng)基本公共服務均等化，加大社會保障力度和“三農”建設投入，提高農民的勞務收入和財產性收入，努力縮小城鄉(xiāng)收入差距的同時有利于推動城鎮(zhèn)化進程。其次，經濟增長與城鎮(zhèn)化之間的倒U形曲線關系以及發(fā)達國家出現(xiàn)過的“逆城市化”現(xiàn)象帶給我們更多的是對城鎮(zhèn)化模式的思考，如何避免中國城鎮(zhèn)化過程中出現(xiàn)的一系列負面問題，將是國家新型城鎮(zhèn)化政策需要重點面對和解決的難題。最后，從城鎮(zhèn)化與經濟增長的互動關系可以看出，保持一個合理的經濟增長勢頭將有利于推動城鎮(zhèn)化健康長效發(fā)展，政府在制定政策時應將更多的注意力放在經濟增長的質量和結構轉型上；同樣，也需要保持一個合理的城鎮(zhèn)化發(fā)展速度，抓住中國特色新型城鎮(zhèn)化道路“以人為本”的核心理念，把更多的注意力放在提升城鎮(zhèn)化發(fā)展的質量上來，從而推動經濟平穩(wěn)高質發(fā)展，最終在城鎮(zhèn)化與經濟增長之間形成一種良性雙向反饋機制。

參考文獻：

中國國務院. 國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020年）..網址：http：//www.gov.cn/gongbao/content/ 2014/content_2644805.htm，2014.

程必定.論區(qū)域經濟增長.管理世界，1988（4）：135-147.

王國剛.城鎮(zhèn)化：中國經濟發(fā)展方式轉變的重心所在 .經濟研究，2010（12）：70-81，148.

戴永安.中國城市化效率及其影響因素——基于隨機前沿生產函數(shù)的分析.數(shù)量經濟技術經濟研究，2010（12）：103-117，132.

蘇素，賀婭萍.經濟高速發(fā)展中的城鎮(zhèn)化影響因素.財經科學，2011（11）：93-100.

江易華.縣域人口城鎮(zhèn)化的影響因素分析. 統(tǒng)計與決策，2012（11）：109-111.

張麗琴，陳烈.新型城鎮(zhèn)化影響因素的實證研究——以河北省為例.中央財經大學學報，2013（12）：84-91.

HENDERSON J V.Urbanization and economic development.Annals of Economics and Finance，2003（4）：275-341.

BERTINELLI L，ZOU B T.Does urbanization foster human capital accumulation.The Joumal of Developing Areas，2008， 41（2）：171-184.

BERTINELLI L，BLACK D.Urbanization and growth.Journal of Urban Economics， 2004， 56（1）：80-96.

BRUCKNER M.Economic growth，size of the agricultural sector， and urbanization in Africa.Journal of Urban Economics，2012，71（1）：26 -36.

LEWIS B D.Urbanization and economic growth in Indonesia：Good news， bad news and （possible） local government mitigation.Regional Studies，2014，48（1）：192-207.

賀燦飛，梁進社.中國區(qū)域經濟差異的時空變化：市場化、全球化與城市化. 管理世界，2004（8）：8-17，155.

CHANG G H，BRADA J C.The paradox of chinas growing underurbanization.Economic Systems，2006，30：24-40.

鄭亞平，聶銳.從城鎮(zhèn)化質量認識省域經濟發(fā)展差距.重慶大學學報：社會科學版，2007，13：1-5.

吳福象，劉志彪.城市化群落驅動經濟增長的機制研究——來自長三角16個城市的經驗證據.經濟研究，2008（11）：126-136.

王家庭，賈晨蕊.我國城市化與區(qū)域經濟增長差異的空間計量研究.經濟科學，2009（3）：94-102.

曹裕，陳曉紅，馬躍如.城市化、城鄉(xiāng)收入差距與經濟增長——基于我國省級面板數(shù)據的實證研究.統(tǒng)計研究，2010，27（3）：29-36.

朱孔來，李靜靜，樂菲菲.中國城鎮(zhèn)化進程與經濟增長關系的實證研究. 統(tǒng)計研究，2011，28（9）：80-87.

馬曉河.城鎮(zhèn)化是新時期中國經濟增長的發(fā)動機.國家行政學院學報，2012（4）：63-68.

王夢奎.關于統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展和統(tǒng)籌區(qū)域發(fā)展.管理世界，2004（4）：1-8，29.

樊綱，王小魯，張立文，等.中國各地區(qū)市場化相對進程報告.經濟研究，2003（3）：9-18，89

王小魯.城市化與經濟增長.經濟社會體制比較，2002（1）：23-32.

KUZNETS S S.Economic growth and income inequality.American Economic Review，1955，45（1）：1-28.

徐現(xiàn)祥，李郇.中國省區(qū)經濟差距的內生制度根源.經濟學（季刊），2005（S1）：83-100.

康繼軍，張宗益，傅蘊英.中國經濟轉型與增長.管理世界，2007（1）：7-17，171.

樊綱，王小魯，馬光榮.中國市場化進程對經濟增長的貢獻.經濟研究，2011（9）：4-16.

張善余.統(tǒng)計口徑變動對人口普查中城鎮(zhèn)人口數(shù)量的影響.社會科學，2002（10）：63-67.

汪鋒，張宗益，康繼軍.企業(yè)市場化、對外開放與中國經濟增長條件收斂.世界經濟，2006（6）：48-60.

汪鋒.中國的制度變遷與經濟發(fā)展不平衡：1978-2005.重慶：重慶大學，2007.

單豪杰.中國資本存量K的再估算：1952-2006年.數(shù)量經濟技術經濟研究，2008，25（10）：17-31.

OLSON M.Rapid growth as destabilizing force.The Journal of Economic History，1963，23（4），529-552.

Research on Interaction between Urbanization and Economy Growth from the View of Economy Transformation

KANG Jijun， WU Peng， FU Yunying

（School of Economics and Business Administration， Chongqing University， Chongqing 400044， P. R. China）

Abstract： By introducing a multidimensional marketization index as a variable of economic transformation process， the paper aims to study the interaction between marketization， urbanization and economic growth， which means that the two great reform process： marketization， urbanization， and economy growth are combined in one economic system. A simultaneous equation model is built， which contains the three elements above based on the theory of mechanism analysis. With use of the panel data of all provinces in China from 2000 to 2012， the empirical results show that Chinas marketization plays significant roles in urbanization and economic growth. Urbanization has obviously driven the economic growth； while the effect of economic growth on urbanization presents an inverted ushaped curve relationship. Therefore， a reasonable rate of economic growth can better promote the stable and healthy development of urbanization.

Key words： marketization； urbanization； economy growth； simultaneous equation

（責任編輯傅旭東）