徐敏　姜勇

[內(nèi)容摘要]基于1997-2009年中國30個省域的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間杜賓模型對中國市場化進(jìn)程作用城鎮(zhèn)化的機(jī)理進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)，中國城鎮(zhèn)化率存在空間集聚和溢出效應(yīng)，不同的市場化進(jìn)程表征對城鎮(zhèn)化率的影響存在差異：市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境相比非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品市場發(fā)育程度對城鎮(zhèn)化發(fā)展的貢獻(xiàn)率更大；同時，產(chǎn)品市場發(fā)育程度和要素市場發(fā)育程度對相鄰省域的城鎮(zhèn)化率具有正向的溢出效應(yīng)；政府與市場關(guān)系對城鎮(zhèn)化率的影響不顯著，但對相鄰省域的城鎮(zhèn)化率具有負(fù)向的溢出效應(yīng)。

[關(guān)鍵詞]市場化進(jìn)程；城鎮(zhèn)化；空間溢出效應(yīng)；空間杜賓模型

一、引言

改革開放以來，中國城鎮(zhèn)化經(jīng)歷了一個起點(diǎn)低、速度快的發(fā)展過程。數(shù)據(jù)顯示，2013年中國城鎮(zhèn)化率達(dá)到53.73%，超過世界平均水平，同比1978年提高了35.81個百分點(diǎn)，年均增長1.15個百分點(diǎn)。那么是什么推動了中國城鎮(zhèn)化的發(fā)展呢？一個普遍的觀點(diǎn)是改革開放后，中國城鎮(zhèn)化的動力機(jī)制發(fā)生了變化，由一元或二元形式為主的城鎮(zhèn)化動力形式逐步向多元城鎮(zhèn)化動力形式轉(zhuǎn)變，如經(jīng)濟(jì)增長、外商投資、工業(yè)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)興起等都是驅(qū)動中國城鎮(zhèn)化發(fā)展的因素。經(jīng)典現(xiàn)代化理論認(rèn)為，城鎮(zhèn)化與市場化具有密切的內(nèi)在聯(lián)系和共生關(guān)系，推動城鎮(zhèn)化發(fā)展的主體、內(nèi)容都是以市場機(jī)制為前提的，因此城鎮(zhèn)化是一個市場化過程。從改革開放前后中國城鎮(zhèn)化率的變化軌跡，亦知中國城鎮(zhèn)化的進(jìn)程與中國市場經(jīng)濟(jì)體制改革和對外開放是密不可分的。那么是否能說中國城鎮(zhèn)化的發(fā)展是得益于改革開放帶來的市場化進(jìn)程呢？自1978年開始至今，中國經(jīng)歷了近40年市場化取向的經(jīng)濟(jì)體制改革，1992年又明確了建設(shè)社會主義市場經(jīng)濟(jì)的目標(biāo)，已經(jīng)基本改變了中央計劃經(jīng)濟(jì)體制的基本特征，在相當(dāng)程度上走上了市場經(jīng)濟(jì)體制的軌道；1997年黨的十五大認(rèn)為過去的五年里，“市場在資源配置中的基礎(chǔ)性作用明顯增強(qiáng)，宏觀調(diào)控體系的框架初步建立”，并進(jìn)一步提出“要加快國民經(jīng)濟(jì)市場化進(jìn)程”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展要求。2001年，中國加入世界貿(mào)易組織，并在減少和消除關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘、開放銀行、保險、電信市場、增加政策透明度和清理與世貿(mào)組織原則相沖突的行政法規(guī)等方面作出了承諾，這些都進(jìn)一步推進(jìn)了中國的市場化進(jìn)程。但是由于中國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)、制度和政策實(shí)施等方面的異質(zhì)性，市場化進(jìn)程也“良莠不齊”，存在一定的區(qū)域差異，進(jìn)而對城鎮(zhèn)化發(fā)展的作用力度也存在區(qū)域失衡。因此，在中央提出“深化改革，更大發(fā)揮市場化作用”的背景下從省際視角著手，考慮區(qū)域之間城鎮(zhèn)化發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，對市場化進(jìn)程作用中國城鎮(zhèn)化發(fā)展的機(jī)理進(jìn)行分析，這對把握市場化改革方向，進(jìn)而推進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

城鎮(zhèn)化動力機(jī)制是城鎮(zhèn)化研究的熱點(diǎn)問題之一。Lam pard梳理美國一百多年的城鎮(zhèn)化發(fā)展歷史，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長對城鎮(zhèn)化有正向推動作用。寧越敏從政府、企業(yè)、個人三個城市化主體的角度分析了20世紀(jì)90年代中國城市化的動力機(jī)制和特點(diǎn)，認(rèn)為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和外來資本對城鎮(zhèn)化的影響越來越顯著。姚士謀等認(rèn)為資源環(huán)境對中國城鎮(zhèn)化有巨大和深刻的影響。趙金華等運(yùn)用面板模型分析得出經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和非農(nóng)就業(yè)比重、對外貿(mào)易規(guī)模、教育水平對各省城鎮(zhèn)化水平有顯著影響。曹廣忠和劉濤對城鎮(zhèn)化的驅(qū)動因素進(jìn)行灰色關(guān)聯(lián)分析，認(rèn)為目前城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平逐步協(xié)調(diào)，服務(wù)業(yè)的驅(qū)動作用已超過第二產(chǎn)業(yè)，工業(yè)仍是中西部省區(qū)城鎮(zhèn)化的核心驅(qū)動力。蘇素和賀婭萍使用動態(tài)面板模型分析了經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)化的影響。根據(jù)地理學(xué)第一定律，所有的事務(wù)都是存在相互聯(lián)系的，離得越近的事務(wù)彼此之間的聯(lián)系越強(qiáng)（Tobler，1970），因此如果忽略空間效應(yīng)直接進(jìn)行估計和推論，則可能導(dǎo)致不恰當(dāng)?shù)哪Ｐ驮O(shè)立。于是，王偉進(jìn)等運(yùn)用空間誤差回歸模型分析認(rèn)為與工業(yè)化發(fā)展水平相比，開放程度對城市化水平的提升作用更為明顯。薛瑞等通過建立空間面板模型，考慮空間效應(yīng)分析了跨境資金流入對城鎮(zhèn)化發(fā)展的驅(qū)動作用。曾昭法和左杰構(gòu)建空間面板數(shù)據(jù)模型，得出經(jīng)濟(jì)發(fā)展、教育水平與金融發(fā)展在時間與空間維度上、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在時間維度上對城鎮(zhèn)化發(fā)展的作用明顯。

以上文獻(xiàn)為文章的研究提供了借鑒與幫助，但是存在以下兩點(diǎn)不足。一是關(guān)于城鎮(zhèn)化動力機(jī)制或影響因素的研究忽略了中國的市場化進(jìn)程對城鎮(zhèn)化的影響作用，目前還沒有文獻(xiàn)采用系統(tǒng)的中國市場進(jìn)程指標(biāo)去考察其對中國城鎮(zhèn)化的作用機(jī)理。眾所周知，中國是一個通過漸進(jìn)式改革而建立市場經(jīng)濟(jì)體制的國家，因此市場化因素應(yīng)被納入分析的框架內(nèi)。二是雖已有文獻(xiàn)意識到了空間效應(yīng)對模型擬合效果的影響，引入了空間計量模型，但是只關(guān)注了城鎮(zhèn)化率本身的空間溢出效應(yīng)，忽略了解釋變量（驅(qū)動因素）對周邊區(qū)域同樣具有空間溢出作用。

對此，在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，文章試圖從以下兩個方面做進(jìn)一步研究。一是基于樊綱、王小魯對1997-2009年中國31個省域市場化進(jìn)程的指標(biāo)體系設(shè)計，從政府與市場關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境共5個方面探討市場化進(jìn)程對中國城鎮(zhèn)化的作用機(jī)理及影響差異。二是充分考慮空間效應(yīng)，引入空間面板杜賓模型，探討省域城鎮(zhèn)化水平及其市場化進(jìn)程對相鄰省域城鎮(zhèn)化的空間溢出效應(yīng)，從市場化角度對中國的城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)行解釋。

二、研究方法

（一）空間滯后面板模型

為了應(yīng)對非空間面板計量經(jīng)濟(jì)模型忽略空間效應(yīng)的參數(shù)估計有偏問題，引用納入空間效應(yīng)的空間面板模型。如果被解釋變量決定于其鄰近地區(qū)的觀察值及觀察到的一組局域特征，則采用空間滯后面板數(shù)據(jù)計量經(jīng)濟(jì)模型（spatial lag panel data model，SLPDM）：

Moran指數(shù)的取值范圍為[-1，1]。若各地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象是空間正相關(guān)，其數(shù)值越接近1；負(fù)相關(guān)則越接近-1。當(dāng)屬性值的分布與區(qū)位的分布相互獨(dú)立時就是零空間自相關(guān)性。對于Moran指數(shù)的計算結(jié)果，可以用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計量Z來檢驗空間自相關(guān)的顯著性水平。

二是在非空間面板模型基礎(chǔ)上，構(gòu)建模型殘差的LM（Lagrange Multiplier）和穩(wěn)健（Robust）LM（robust Lagrange Multiplier）統(tǒng)計量，進(jìn)行空間自相關(guān)性檢驗。若空間自相關(guān)性存在，則表明非空間面板模型不符合文章的研究需要，支持空間滯后模型和空間誤差模型二者之一成立。

其次，若空間滯后模型和空間誤差模型都成立，引入空間杜賓模型并構(gòu)建Wald統(tǒng)計量和LR統(tǒng)計量檢驗空間杜賓模型是否能簡化為空間滯后模型或空間誤差模型。若原假設(shè)（1）H：θ=0；（2）H₀0：θ+ρβ=0均被拒絕或LM統(tǒng)計量和Wald或LR統(tǒng)計量指向的模型不一致，則應(yīng)選擇空間杜賓模型；若原假設(shè)（1）H₀：θ=0不能被拒絕，且穩(wěn)健LM檢驗統(tǒng)計量更為支持空間滯后模型，則應(yīng)選擇空間滯后模型；若原假設(shè)（2）H₀：θ+ρβ=0不能被拒絕，且穩(wěn)健LM檢驗更為支持空間誤差模型，則應(yīng)選擇空間誤差模型。

三、變量選取與模型設(shè)定

（一）變量選取

城鎮(zhèn)化率（CZH）：采用“城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝诘谋壤?，作為衡量城?zhèn)化發(fā)展水平的指標(biāo)，由于個別省域城鎮(zhèn)人口統(tǒng)計的欠缺，對于這些省域用非農(nóng)業(yè)人口代替城鎮(zhèn)人口近似測算。

市場化進(jìn)程指標(biāo)主要借鑒樊綱、王小魯對中國各地區(qū)市場化進(jìn)程的研究，從政府與市場關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境共5個方面反映中國市場化的進(jìn)程。該指數(shù)具有連貫性、多維性，被許多學(xué)者引入到相關(guān)問題的研究中。具體指標(biāo)如表1所示。以上指標(biāo)都具有正定指向性，數(shù)值越大說明中國市場化進(jìn)程越深入。

（二）數(shù)據(jù)來源及說明

選取1997-2009年中國30個省、自治區(qū)、直轄市（以下統(tǒng)稱省域）作為樣本，由于西藏數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故不列入樣本范圍。在所用基礎(chǔ)數(shù)據(jù)中，城鎮(zhèn)化率來自《中國統(tǒng)計年鑒》和各省域統(tǒng)計年鑒。選擇這個時間區(qū)間進(jìn)行研究，一是因為自1997以來，中國進(jìn)入快速發(fā)展的新城鎮(zhèn)化階段（參考《2012中國新型城市化報告》），2009年達(dá)到46.6%，市場化水平也有了顯著提高；二是考慮到能系統(tǒng)反映中國市場化進(jìn)程的指標(biāo)較少，而目前被廣為引用的樊綱、王小魯版市場化指數(shù)只更新到2009年，考慮到數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，并未按統(tǒng)計方法遞延推導(dǎo)。文章的實(shí)證分析主要采用軟件Matlab完成。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）省域城鎮(zhèn)化率空間相關(guān)性檢驗

空間面板模型回歸分析前首先進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗，如果存在空間相關(guān)性，就應(yīng)該采用空間計量經(jīng)濟(jì)模型，可消除空間效應(yīng)帶來的估計誤差。利用公式（4）計算中國省域城鎮(zhèn)化率的Moran值，結(jié)果如表3所示。從表3中可以看出，1997-2012年中國城鎮(zhèn)化率的Moran值大致在0.2-0.3的區(qū)間內(nèi)變化，且都通過了5%的顯著性水平檢驗，表明中國城鎮(zhèn)化率存在著顯著的空間相關(guān)性。從縱向來看，中國城鎮(zhèn)化率的集聚水平隨時間呈現(xiàn)一定的規(guī)律變化，在2001年形成一個“增長拐點(diǎn)”，2000年以前中國鎮(zhèn)化率的Moran值大都低于0.2，但是2000年和2001年以后中國城鎮(zhèn)化率的Moran值一度升到0.3，且之后一直保持在0.3的上下區(qū)間浮動。眾所周知，2001年中國加入世界貿(mào)易組織，進(jìn)一步推進(jìn)了中國的市場化進(jìn)程，那么中國城鎮(zhèn)化的發(fā)展及集聚效應(yīng)的增強(qiáng)是否得益于市場化進(jìn)程呢？這為文章的研究提供了契機(jī)。非空間面板模型的LN和穩(wěn)健LM檢驗（表3）表明，無論混合效應(yīng)、空間固定、時間固定還是空間時間雙固定效應(yīng)模型的LM和穩(wěn)健LM統(tǒng)計量大都通過了1%的顯著性水平檢驗，表明模型存在著被解釋變量（城鎮(zhèn)化率CZH）的空間滯后項或空間誤差項，這同樣說明城鎮(zhèn)化率在省域之間存在著空間集聚或相關(guān)性。

（二）模型選擇

固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的選擇。通常情況下，當(dāng)回歸結(jié)果局限于一些特定的個體時，固定效應(yīng)模型是更好的選擇，Hausman檢驗結(jié)果顯示統(tǒng)計量為67.7081，在1%的顯著性水平下拒絕了空間效應(yīng)與解釋變量無關(guān)的原假設(shè)，因此選擇固定效應(yīng)模型。

從表4可以看出，對不同固定效應(yīng)回歸模型的LM和穩(wěn)健LM檢驗，大都通過了顯著性檢驗，且對空間滯后模型的LM和穩(wěn)健LM檢驗統(tǒng)計量都要大于空間誤差模型，根據(jù)Anselin（2006）、Elhorst（2010）的判別準(zhǔn)則，采用空間滯后模型應(yīng)該更合理。進(jìn)一步，通過Wald和LR的統(tǒng)計量檢驗判斷空間杜賓模型是否可以簡化為空間滯后模型和空間誤差模型（見表4）。檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，Wald-spatial-lag和LR-spatial-lag的統(tǒng)計量分別為19.7508和21.5138，其伴隨概率值prob-spatial-lag分別為0.0014和6.4757e-004，均在1%的顯著性水平拒絕的原假設(shè)；Wald-spatial-er-ror和LR-spatial-error的統(tǒng)計量分別為21.5009和22.9419，其伴隨概率值prob-spatial-error分別為6.5122e-004和3.4630e-004，也在1%的顯著性水平下拒絕H₀：θ+ρβ=0的原假設(shè)。綜上可知，固定效應(yīng)下的杜賓模型更適合于數(shù)據(jù)特征的刻畫。

（三）模型結(jié)果分析

表5展示了不同固定效應(yīng)下的空間杜賓面板模型的估計結(jié)果。

結(jié)果顯示，相對于非空間面板模型（表4），空間杜賓模型的R²和自然對數(shù)似然函數(shù)值LogL都有所提高，模型離散度σ²相對變小。這說明考慮空間效應(yīng)的空間杜賓模型能夠提高估計的有效性。通過對不同固定效應(yīng)下的空間杜賓模型的對比分析發(fā)現(xiàn)，空間固定效應(yīng)下的空間杜賓模型的擬合優(yōu)度R²、離散度σ²以及LogL要優(yōu)于其他固定效應(yīng)模型，因此選擇空間固定效應(yīng)下的空間杜賓模型研究市場化對城鎮(zhèn)化的作用機(jī)制。

回歸結(jié)果顯示，某一省域城鎮(zhèn)化發(fā)展水平不僅受到本身市場化進(jìn)程的影響，也受到相鄰省域的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平和市場化進(jìn)程的影響。W^*CZH的回歸系數(shù)顯著為正，說明中國的城鎮(zhèn)化率存在空間的互動效應(yīng)，相鄰省域的城鎮(zhèn)化率對本省的城鎮(zhèn)化率有推動作用。非國有經(jīng)濟(jì)也可有效推動城鎮(zhèn)化發(fā)展。2012年非國有經(jīng)濟(jì)對GDP的貢獻(xiàn)率超過60%以上，吸納了80%的城鎮(zhèn)就業(yè)人員和90%的新增就業(yè)人員，其為城鎮(zhèn)化發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。W^*FGY的回歸系數(shù)不顯著，說明目前中國非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對城鎮(zhèn)化的作用沒有形成良好的省域聯(lián)動機(jī)制，本省域非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對周邊省域城鎮(zhèn)化發(fā)展缺乏有效輻射。

產(chǎn)品市場發(fā)育程度對城鎮(zhèn)化水平的提高有顯著正向的影響。這說明一省域產(chǎn)品市場發(fā)育程度越高，如市場決定產(chǎn)品價格的力度和減少商品市場上的地方保護(hù)主義的幅度越大（參考二級指標(biāo)），城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平就會越高。W^*CPSC的回歸系數(shù)也顯著為正，說明一省域的產(chǎn)品市場發(fā)育程度對周邊省域的城鎮(zhèn)化發(fā)展有正向推動作用。產(chǎn)品市場具有正向的外部性和示范效應(yīng)，如果一省域產(chǎn)品市場發(fā)育程度較高，會對相鄰省域產(chǎn)品市場的發(fā)育氛圍產(chǎn)生影響，起到示范作用，相鄰省域的“激勵性進(jìn)步”和本省域形成良性的產(chǎn)品市場流通互動，形成更大區(qū)域、發(fā)育更強(qiáng)程度的產(chǎn)品市場。這也正像中國東部沿海地區(qū)的發(fā)展歷程，從改革開放初期的幾個開放城市點(diǎn)，商業(yè)氛圍初期弱態(tài)，到逐步形成商業(yè)氛圍濃厚的開放區(qū)、開放城市帶。

市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境的改善有助于城鎮(zhèn)化發(fā)展。從回歸結(jié)果來看，市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境與城鎮(zhèn)化率的回歸系數(shù)為0.9653，通過了1%的顯著性水平檢驗。而這一結(jié)果相比非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)品市場發(fā)育程度對城鎮(zhèn)化的“氧化”程度（FGY為0.8696，CPSC為0.5233）顯然更大，這說明制度層面的因素對中國城鎮(zhèn)化發(fā)展的推動更顯著、力度更強(qiáng)。W^*ZJ的回歸系數(shù)并不顯著，意味著一省域的市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境不會對周邊省域的城鎮(zhèn)化產(chǎn)生影響，說明中國任何省域在制度層面都不具備絕對的領(lǐng)先優(yōu)勢，制度區(qū)域差異不大，因此對周邊省域城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的作用有限。

政府與市場關(guān)系和要素市場的發(fā)育程度對本省城鎮(zhèn)化率的影響不顯著，但空間溢出效應(yīng)明顯?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相鄰省域的政府與市場關(guān)系和本省城鎮(zhèn)化率的回歸系數(shù)為-1.81，且通過了1%的顯著性水平檢驗。這說明政府與市場關(guān)系處理的好壞會引起省域之間城鎮(zhèn)化發(fā)展的競爭，比如人口、資金、技術(shù)等城市發(fā)展資源會因為本省政府與市場關(guān)系處理不當(dāng)，發(fā)生向相鄰省域的轉(zhuǎn)移，進(jìn)而造成本地城鎮(zhèn)化水平減弱。而相鄰省域要素市場發(fā)育程度（W^*YSSC）與本省城鎮(zhèn)化率的回歸系數(shù)顯著為正，這說明目前中國在省域之間形成了要素市場的初步整合，出現(xiàn)了協(xié)調(diào)發(fā)展的趨勢。當(dāng)本省要素市場發(fā)育程度對城鎮(zhèn)化支持不夠時，可以從相鄰省域獲得有效補(bǔ)充，并能產(chǎn)生積極作用。

五、結(jié)論性評述

基于1997-2009年中國30個省域的面板數(shù)據(jù)，在檢驗中國省域城鎮(zhèn)化率是否存在空間相關(guān)性的基礎(chǔ)上，運(yùn)用空間計量經(jīng)濟(jì)模型，對市場化進(jìn)程推動城鎮(zhèn)化發(fā)展的作用機(jī)理進(jìn)行了研究，得到如下結(jié)論：

1 中國省域的城鎮(zhèn)化率存在明顯的空間依賴性。進(jìn)入21世紀(jì)以后，中國省域之間城鎮(zhèn)化率的空間相關(guān)性不斷增強(qiáng)，城鎮(zhèn)化集聚現(xiàn)象明顯，因此在城鎮(zhèn)化估計研究中應(yīng)該充分考慮省際之間的空間聯(lián)動效應(yīng)。政府在制定城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)劃時，應(yīng)充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化發(fā)展中的空間溢出效應(yīng)，加強(qiáng)區(qū)域之間的交流與合作，促進(jìn)資源要素的跨地區(qū)流動與集聚，實(shí)現(xiàn)資源要素的最大配置、最遠(yuǎn)輻射。

2 非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境、產(chǎn)品市場發(fā)育程度對城鎮(zhèn)化率的回歸系數(shù)都為正，且三者之中，市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境對城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率最大。產(chǎn)品市場的發(fā)育程度和城鎮(zhèn)化率具有正向的空間溢出效應(yīng)。這說明在中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，一省域城鎮(zhèn)化水平的提高和產(chǎn)品市場發(fā)育程度的深化會對周邊省域的城鎮(zhèn)化發(fā)展產(chǎn)生顯著正向的推動作用。

3 政府與市場關(guān)系和要素市場的發(fā)育程度對城鎮(zhèn)化率的作用不顯著，但空間溢出效應(yīng)明顯。各省域會因為對政府與市場關(guān)系處理的好壞差異，形成區(qū)域競爭態(tài)勢，即一省域如果對政府與市場關(guān)系的處理優(yōu)于其他省域，就會形成對其他省域城鎮(zhèn)化發(fā)展的資源“截流效應(yīng)”，進(jìn)而削弱其他省域的城鎮(zhèn)化發(fā)展。而要素市場的發(fā)育程度具有正向的空間溢出效應(yīng)，即一省域要素市場發(fā)育程度的深化會促進(jìn)相鄰省域城鎮(zhèn)化水平的提高。

責(zé)任編輯：鄧康林