張秀利 祝志勇

(四川大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，四川 成都 610044；西南大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，重慶 400715)

我國城鎮(zhèn)化多元投資主體協(xié)同效應(yīng)研究

張秀利 祝志勇

(四川大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，四川 成都 610044；西南大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，重慶 400715)

基于2006-2014年我國省際面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM方法計量檢驗城鎮(zhèn)化進程中多元投資主體的協(xié)同效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府投資和外商直接投資是推進中國城鎮(zhèn)化的重要支撐力量，而私人投資的支持作用并沒有顯現(xiàn)。另外，政府投資、私人投資和外商直接投資彼此之間都存在擠出效應(yīng)，尤其是政府投資對于私人投資的擠出效應(yīng)更為明顯，這反映出城鎮(zhèn)化進程中多元投資主體之間的相互排斥。政府主導(dǎo)型的城鎮(zhèn)化進程在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的背景下應(yīng)積極轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌鲋鲗?dǎo)型模式，即應(yīng)該構(gòu)建民間投資、外商直接投資與政府投資并行不悖、協(xié)同增進的城鎮(zhèn)化融資體系與模式。應(yīng)優(yōu)化民間資本市場準入的審批機制、建立民間資本市場進入的援助機制、公平化民間資本與其他所有制企業(yè)的待遇、落實政府性資金支持民間投資措施等。

城鎮(zhèn)化；多元投資主體；政府投資；民間投資；外商直接投資

一、引言及文獻綜述

自黨的十八大明確提出新型城鎮(zhèn)化道路以來，我國特色城鎮(zhèn)化建設(shè)即邁入了“以人為中心”的新探索階段。隨著我國城鎮(zhèn)化進程的不斷推進，基礎(chǔ)設(shè)施、公用事業(yè)以及公共服務(wù)建設(shè)的資金需求缺口不斷凸顯，搭建穩(wěn)定高效的新型融資體系是形成包容可持續(xù)的新型城鎮(zhèn)化模式的必然要求。傳統(tǒng)的片面的以政府為主導(dǎo)的城鎮(zhèn)化投資模式不僅難以為繼，而且會加劇供給側(cè)結(jié)構(gòu)性矛盾。新時期搭建鼓勵企業(yè)和市民通過各種投資方式參與城市建設(shè)平臺，實現(xiàn)多元投資主體之間協(xié)同互動，對于調(diào)動社會力量參與新型城鎮(zhèn)化建設(shè)具有積極的重要意義。

國外城鎮(zhèn)化進程起步較早，城鎮(zhèn)化的相關(guān)理論研究從區(qū)位理論、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換理論、非均衡發(fā)展理論轉(zhuǎn)向協(xié)調(diào)發(fā)展理論，尤其關(guān)注城市與自然、工業(yè)與農(nóng)業(yè)、集中與分散的協(xié)同共進，強調(diào)城鎮(zhèn)化建設(shè)中各類主體的包容與協(xié)調(diào)發(fā)展。由于城鎮(zhèn)化建設(shè)需要大規(guī)模的投資，大量的實證研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化的快速推進與各參與主體的投資引入密切相關(guān)。城鎮(zhèn)化的推進需要構(gòu)建有利于多元主體參與的保障政策，特別是財政金融等各項政策支持。*Batishcheva S. World Urbanization Prospects and the Problem of Its Infrastructural Provision, Economic Analysis, Vol.46, pp.72-81, 2013.資本城市化的多元主體激勵機制成為必要，私人投資和機構(gòu)投資從生產(chǎn)本身轉(zhuǎn)向城鎮(zhèn)化建設(shè)的資本轉(zhuǎn)換成為必要，而且構(gòu)建恰當(dāng)?shù)慕槿敕绞绞怯⒚绹页擎?zhèn)化取得成功的重要經(jīng)驗。*Christophers Brett. Revisiting the Urbanization of Capital. Annals of the Association of American Geographers, pp. 1347-1364, June 2011.對于發(fā)展中國家而言，除本國的私人投資和機構(gòu)投資以外，外商直接投資也是驅(qū)動城市化的重要資本驅(qū)動力。Patra(2015)利用1979-2012年的數(shù)據(jù)研究了中國和印度兩國城市化、GDP及外商直接投資的因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)中國和印度的特定區(qū)域城市化和FDI流動具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

中國的城鎮(zhèn)化被經(jīng)濟學(xué)家斯蒂格利茨視為是與美國新科技革命對等的影響21世紀的重大實踐。但是，學(xué)者們在總結(jié)中國城鎮(zhèn)化發(fā)展歷史的基礎(chǔ)上，也對目前城鎮(zhèn)化建設(shè)中“要地不要人”的模式提出了批評。如蔡繼明和程世勇(2011)認為，中國地方政府土地財政收支結(jié)構(gòu)決定了其積極推動空間城鎮(zhèn)化，而消極應(yīng)對人口城鎮(zhèn)化。*蔡繼明、程世勇：《中國的城市化：從空間到人口》，《當(dāng)代財經(jīng)》2011年第2期。而且城市偏向的金融政策也導(dǎo)致了金融支持城鎮(zhèn)化的效率偏低。*陳雨露：《中國新型城鎮(zhèn)化建設(shè)中的金融支持》，《經(jīng)濟研究》2013第2期。另外，學(xué)者們也開始關(guān)注城鎮(zhèn)化建設(shè)中投資機制存在的公共投資與私人投資不協(xié)調(diào)問題。如惠恩才和刁清華(2014)認為，我國城鎮(zhèn)化建設(shè)中投資機制存在的主要問題是投資主體單一、政府責(zé)任邊界模糊、融資來源單調(diào)及管理效率低下等問題。*惠恩才、刁清華：《我國新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的投資機制分析》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題》2014第8期。張秀利和祝志勇(2014)將政府投資與民間投資置于城鎮(zhèn)化的分析框架，認為城鎮(zhèn)化對政府投資與民間投資的影響存在顯著差異，城鎮(zhèn)化與政府投資存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系而與民間投資不存在這種關(guān)系，我國的城鎮(zhèn)化推進采取的是政府主導(dǎo)型模式而非市場主導(dǎo)型，政府投資對城鎮(zhèn)化的推進具有滯后效應(yīng)。*張秀利、祝志勇：《城鎮(zhèn)化對政府投資與民間投資的差異性影響》，《中國人口·資源與環(huán)境》2014年第2期。林炳華(2014)基于PVAR模型的方法，通過構(gòu)建公共投資強度、私人投資強度及城鎮(zhèn)居民人均收入指數(shù)，采用我國31個省份面板數(shù)據(jù)的實證結(jié)果表明，三大區(qū)域的政府公共投資和私人投資對城鎮(zhèn)居民人均收入影響都不大；東部政府公共投資較大程度地擠出了私人投資；中部政府公共投資對私人投資產(chǎn)生一定的擠入效應(yīng)；西部政府公共投資對私人投資的擠入效應(yīng)較大，從中反映出我國區(qū)域投資結(jié)構(gòu)仍是不盡合理。*林炳華：《基于PVAR模型的城鎮(zhèn)化政府公共投資與私人投資的互動效應(yīng)研究》，《財政研究》2014第3期。辜勝阻等(2014)認為，由于公共投資對民間投資的擠出、民間投資準入難以及民間投資積極性不高等障礙，民間資本參與城鎮(zhèn)化面臨種種障礙。*辜勝阻、劉江日、曹譽波：《民間資本推進城鎮(zhèn)化建設(shè)的問題與對策》，《當(dāng)代財經(jīng)》2014年第2期。

既有的研究大多聚焦于城鎮(zhèn)化進程中政府投資和私人投資的互動效應(yīng)，揭示我國城鎮(zhèn)化進程中存在政府投資對私人投資的擠出效應(yīng)。我們認為，中國城鎮(zhèn)化進程的推進與外商直接投資的進入密不可分，而政府投資、私人投資和外商直接投資三者之間存在何種相互效應(yīng)需要進一步的分析?；谶@一問題，本研究以2006-2014年我國省際面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM方法計量檢驗城鎮(zhèn)化進程中政府投資、私人投資和外商直接投資等多元投資主體的協(xié)同效應(yīng)。

二、模型、變量與方法

為考察我國城鎮(zhèn)化進程中多元投資主體的協(xié)同效應(yīng)，我們構(gòu)建計量模型進行檢驗?？紤]到轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟體結(jié)構(gòu)變動較大，時間跨度太長不利于得到穩(wěn)健的估計結(jié)果，并且本文重點在于考察當(dāng)前新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的投資主體協(xié)同效應(yīng)，故而將研究樣本跨期選擇在2006-2014年。由于我國各省之間實際存在的“以鄰為壑”的經(jīng)濟政策，各省之間城鎮(zhèn)化具有一定的獨立性和代表性。因此，計量檢驗采用省際面板數(shù)據(jù)。采用省際面板數(shù)據(jù)的好處，一是可以克服傳統(tǒng)VAR模型樣本容量小的問題，二是可以提供更高的自由度和估計效率。*由于數(shù)據(jù)的不可得，我們的面板數(shù)據(jù)覆蓋中國大陸的30個省、自治區(qū)和直轄市，不包括西藏自治區(qū)。借鑒既有研究的模型設(shè)計，計量模型設(shè)定如下：

Urbanit=β0+θUrbanit-1+β1GIit+β2PIit+β3FDIit+ξit

(1)

式(1)中，下標i表示省份，為除西藏外的中國大陸其余30個省區(qū)；t代表年份，t=2006,2007,...,2014。Urban為被解釋變量即城鎮(zhèn)化率指標，GI、PI和FDI分別代表本研究涉及的三個相關(guān)投資主體，即政府投資、私人投資和外商直接投資的投資規(guī)模，是本研究的核心解釋變量。

為檢驗城鎮(zhèn)化進程中多元投資主體的協(xié)同效應(yīng)，進一步構(gòu)建如下計量模型：

Urbanit=β0+θUrbanit-1+β1GIit+β2PIit+β3FDIit+ηGI*PI+ξit

(2)

Urbanit=β0+θUrbanit-1+β1GIit+β2PIit+β3FDIit+λGI*FDI+ξit

(3)

Urbanit=β0+θUrbanit-1+β1GIit+β2PIit+β3FDIit+μPI*FDI+ξit

(4)

式(2)-(4)中，依次引入了GI、PI和FDI兩兩之間的交叉項GI*PI、GI*FDI以及PI*FDI，交叉項的引入能夠度量各投資主體的協(xié)同效應(yīng)。以引入GI*PI交叉項的式(2)為例，當(dāng)交叉項的系數(shù)大于0時，代表政府投資和私人投資具有互補增進效應(yīng)；當(dāng)交叉項的系數(shù)小于0時，代表政府投資和私人投資兩者之間存在排斥擠出效應(yīng)。下面介紹模型中涉及各變量的度量方法與數(shù)據(jù)來源。

城鎮(zhèn)化水平(Urban)。城鎮(zhèn)化是城市空間擴展和人口向城市集中的復(fù)合過程。城市建成區(qū)面積占比可以衡量一個地區(qū)的空間城鎮(zhèn)化程度，城鎮(zhèn)人口的比重可以在一定程度上衡量一個地區(qū)的人口城鎮(zhèn)化程度。傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化建設(shè)偏向于空間城鎮(zhèn)化而忽視人口城鎮(zhèn)化，由于新型城鎮(zhèn)化是“以人為本”的城鎮(zhèn)化，因此，本研究采用人口城鎮(zhèn)化程度，即各地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬砍擎?zhèn)化水平。

政府投資(GI)。中國的城鎮(zhèn)化被許多學(xué)者認為就是政府驅(qū)動下的“造城運動”， 因此，政府投資是中國城鎮(zhèn)化多元投資主體非常重要的方面。*肖金成：《改革開放以來中國特色城鎮(zhèn)化的發(fā)展路徑》，《改革》2008年第7期。政府作為城鎮(zhèn)化的主導(dǎo)力量，也成為城鎮(zhèn)化投資資金的主要來源。對于城鎮(zhèn)化建設(shè)中的政府投資規(guī)模，由于缺乏分地區(qū)城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的城鎮(zhèn)份額，本研究直接用全社會固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)中國有經(jīng)濟的投資規(guī)模作為代理指標。

私人投資(PI)。由于城鎮(zhèn)化進程中針對基礎(chǔ)設(shè)施、公用事業(yè)以及公共服務(wù)建設(shè)等的投資大多具有投資周期長、投資收益回報低等問題，而這些項目投資又需要先行進行。因此，在城鎮(zhèn)化建設(shè)中，私人投資的進入大多晚于政府投資。但是，隨著地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施、公用事業(yè)以及公共服務(wù)建設(shè)等建設(shè)的逐步完備，私人資本開始逐漸進入商業(yè)投資領(lǐng)域并成為投資主體的重要組成部分。對于私人投資的衡量，本研究采用全社會固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)中個體經(jīng)濟和私營經(jīng)濟的投資總額來進行衡量。

外商直接投資(FDI)。在發(fā)展中國家經(jīng)濟起飛和城鎮(zhèn)化建設(shè)的初始階段，由于資本相對匱乏，因此通過各種渠道與方式吸收外商直接投資就成為經(jīng)濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化建設(shè)的重要路徑。中國的經(jīng)濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化推進與其發(fā)揮自身的勞動力比較優(yōu)勢，吸引外商直接投資密不可分。對于城鎮(zhèn)化建設(shè)中外商直接投資的衡量，考慮到中國外商投資大多流入城鎮(zhèn)地區(qū)，我們直接采用全社會固定資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中外商直接投資的規(guī)模來衡量，并加入了港澳臺投資的部分，將其也視為外商直接投資的組成部分。

本研究各省歷年城鎮(zhèn)化、政府投資、私人投資和外商直接投資的數(shù)據(jù)來自中宏網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。*計量模型檢驗時，對于政府投資、私人投資和外商直接投資都做對數(shù)處理。式(1)-(4)中，Urbant-1代表被解釋變量的1階滯后，*本文的滯后階數(shù)為1期和2期，因為模型估計中當(dāng)滯后階數(shù)為1或2期時，滯后項估計系數(shù)均顯著，而滯后3期估計系數(shù)不顯著。即為動態(tài)項。動態(tài)項的加入反映了城鎮(zhèn)化的慣性，即當(dāng)期城鎮(zhèn)化水平與前期城鎮(zhèn)化率具有相關(guān)性。對于式(1)-(4)，采用動態(tài)面板矩估計方法(GMM)進行估計，原因在于：(1)解釋變量的內(nèi)生性問題。究竟是投資流入推進城鎮(zhèn)化，還是城鎮(zhèn)化引致投資流入在學(xué)術(shù)界尚存在爭論。許多研究表明，城鎮(zhèn)化是引致投資流入的非常重要的因素，城市的發(fā)展(主要是城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè))也是影響外商投資分布的重要因素之一。因此，投資流入與城鎮(zhèn)化建設(shè)可能存在雙向因果關(guān)系，這就會導(dǎo)致所謂解釋變量的內(nèi)生性問題。而動態(tài)面板GMM估計采用工具變量法，能對內(nèi)生性問題進行有效控制。(2)GMM估計使用差分轉(zhuǎn)換數(shù)據(jù)，可以克服不可觀察變量與解釋變量相關(guān)或遺漏變量的問題。這樣通過動態(tài)面板數(shù)據(jù)的GMM方法所獲得的估計結(jié)果，相對于傳統(tǒng)方法更為可靠。

動態(tài)面板GMM估計可以分為差分和系統(tǒng)GMM估計。由于差分GMM僅僅利用一階差分滯后項來構(gòu)造工具變量，容易出現(xiàn)弱工具變量并由此導(dǎo)致嚴重的有限樣本偏差問題。如果采用系統(tǒng)GMM估計法，則可以同時利用差分和水平變量信息來構(gòu)造工具變量，并有效地解決弱工具變量問題，從而提高估計效率。為保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究將同時采用系統(tǒng)GMM估計。*動態(tài)面板GMM估計可以分為一步和兩步GMM估計。本研究采用兩步法GMM估計。實際估計時所有解釋變量均作為內(nèi)生變量，并把內(nèi)生變量的滯后值作為它們自己的工具變量，每一變量和滯后項確定一個工具變量，采用Hansen和Difference-in-Hansen檢驗確定工具變量的聯(lián)合有效性。

三、估計結(jié)果與分析

基于GMM方法，表1報告了基于式(1)的估計結(jié)果。表1中模型(1)-(3)在控制動態(tài)項后，分別交替引入政府投資(GI)、私人投資(PI)和外商直接投資(FDI)作為核心解釋變量，模型(4)同時引入GI、PI和FDI作為核心解釋變量。從各模型的診斷檢驗來看，AR(2)檢驗表明差分方程得到的殘差不存在二階自相關(guān)，說明模型所得到的GMM估計值是無偏和一致的。Hansen檢驗表明我們選取的工具變量是合適的，Difference-in-Hansen檢驗結(jié)果反映系統(tǒng)GMM估計新增的工具變量也是有效的，過度識別條件成立。

模型(1)除包含動態(tài)項外，僅納入政府投資(GI)變量，GI變量的估計系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著；模型(2)替代引入私人投資(PI)進入模型，PI變量的估計系數(shù)為負；模型(3)交替以外商直接投資(FDI)引入模型，F(xiàn)DI變量的估計系數(shù)顯著為正；模型(4)同時控制GI、PI和FDI等三個變量，GI和FDI變量的估計系數(shù)依然顯著為正，PI變量的估計系數(shù)依然為負。這一結(jié)果說明，政府投資和外商直接投資是城鎮(zhèn)化投資資金的重要來源，是驅(qū)動城鎮(zhèn)化的重要因素。不解的是，私人投資似乎被排擠在城鎮(zhèn)化建設(shè)之外了。

表1 式(1)的面板系統(tǒng)GMM估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10 %、5 %和1 %水平上顯著，括號中為t統(tǒng)計值。AR(2)、Hansen、Difference-in-Hansen給出的是統(tǒng)計量對應(yīng)的p值。由于GMM估計適合大樣本，對協(xié)方差矩陣進行了小樣本調(diào)整，t統(tǒng)計量是與異方差、自相關(guān)一致的穩(wěn)健t統(tǒng)計量(下表同)

表1結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)化進程中不同投資主體發(fā)揮的作用并不相同，那么，政府投資、私人投資和外商直接投資之間是互補增進還是排斥擠出呢？下面我們分別引入政府投資、私人投資和外商直接投資兩兩交叉項，表2報告了式(2)-(4)相應(yīng)的面板系統(tǒng)GMM計量檢驗結(jié)果。觀察表2的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，無論是引入政府投資與私人投資交叉項GI*PI的模型(5)，抑或引入政府投資與外商直接投資交叉項GI*FDI的模型(6)，還是引入私人投資與外商直接投資交叉項PI*FDI的模型(7)，交叉項GI*PI、GI*FDI和PI*FDI的估計系數(shù)都為顯著的負值，這說明，在中國城鎮(zhèn)化的推進過程中，政府投資、私人投資和外商直接投資并沒有形成良性的互補增進效應(yīng)，而是彼此之間表現(xiàn)為明顯的排斥擠出。特別是政府投資對私人投資的擠出效應(yīng)最大，這可能是目前城鎮(zhèn)化進程中私人投資難以有效發(fā)揮作用的重要原因。

表2 式(2)-(4)的面板系統(tǒng)GMM估計結(jié)果

四、穩(wěn)健性檢驗

城鎮(zhèn)化進程應(yīng)該具有很強的空間相關(guān)性，為了使我們的實證模型更貼合實際，我們嘗試引入空間項構(gòu)建空間面板模型，力求得到更為穩(wěn)健的估計結(jié)果。與非空間面板計量模型類似，空間面板計量模型也分為靜態(tài)模型和動態(tài)模型。本研究的實證模型中，由于納入城鎮(zhèn)化的動態(tài)滯后項，因此需要采用動態(tài)空間面板的估計方法。動態(tài)空間面板的估計方法主要有兩種，一種是基于空間誤差模型，采用Elhorst(2005)提出的無條件極大似然函數(shù)法(ML)，不足的是該方法難以有效控制變量的內(nèi)生性等問題。因此，本研究采用另一種策略，接受空間滯后模型的設(shè)定，在控制住模型的空間相關(guān)性基礎(chǔ)上，再采用動態(tài)面板的系統(tǒng)GMM方法進行估計。遵循空間滯后模型的假定，計量模型可寫成：

Urbanit=β0+θUrbanit-1+φ0WUrban+β1GIit+β2PIit+β3FDIit+ξit

(5)

Urbanit=β0+θUrbanit-1+φ1WUrban+β1GIit+β2PIit+β3FDIit+λGI*PI+ξit

(6)

Urbanit=β0+θUrbanit-1+φ2WUrban+β1GIit+β2PIit+β3FDIit+ηGI*FDI+ξit

(7)

Urbanit=β0+θUrbanit-1+φ3WUrban+β1GIit+β2PIit+β3FDIit+μPI*FDI+ξit

(8)

其中，WUrban為空間滯后因子，W代表空間權(quán)重矩陣。對于空間權(quán)重矩陣的賦值，存在多種方法，本研究采用空間鄰接關(guān)系設(shè)定權(quán)重，即相鄰的地區(qū)賦值為“1”，其他區(qū)域則賦值為“0”。在對空間權(quán)重矩陣進行賦值后，再基于空間滯后模型，采用動態(tài)空間面板模型的GMM估計方法對式(5)-(8)進行估計，表3報告了模型估計結(jié)果(限于篇幅，表3從略)。

表3中模型(8)-(11)分別是對應(yīng)式(5)-(8)的動態(tài)空間面板模型估計結(jié)果。Sargan檢驗不能拒絕原接受，說明我們選取的工具變量是有效的。表3各模型中空間滯后項(WUrban)的系數(shù)都顯著為正，這表明，我國各省區(qū)間的城鎮(zhèn)化水平之間存在空間依賴性，如果忽視這種空間相關(guān)性，將會干擾到模型的現(xiàn)實性以及實證結(jié)果的穩(wěn)健性。模型(8)控制政府投資(GI)、私人投資(PI)和外商直接投資(FDI)作為核心解釋變量，GI和FDI的估計系數(shù)顯著為正，而PI的估計系數(shù)為負。說明政府投資和外商直接投資是推進中國城鎮(zhèn)化的重要支撐力量，而私人投資的支持作用并沒有顯現(xiàn)。模型(9)-(11)中分別引入了各投資主體之間的兩兩交叉項GI*PI、GI*FDI和PI*FDI，結(jié)果顯示GI*PI、GI*FDI和PI*FDI的估計系數(shù)都顯著為負，說明政府投資、私人投資和外商直接投資之間存在擠出效應(yīng)，尤其是政府投資對于私人投資的擠出效應(yīng)最為明顯，這與表1和表2的發(fā)現(xiàn)基本一致。

五、結(jié)論與政策建議

城鎮(zhèn)化建設(shè)的可持續(xù)推進需要充沛的資金保障，需要有序合理的投資結(jié)構(gòu)，這就要求多元投資主體之間的包容性合作形成穩(wěn)定高效的融資體系。但是，在傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化發(fā)展模式下，呈現(xiàn)出的是多元主體之間的相互排斥，特別是多元投資主體之間的擠出。本研究基于2006-2014年中國省際面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM方法計量檢驗了城鎮(zhèn)化進程中多元投資主體的協(xié)同效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府投資和外商直接投資是推進中國城鎮(zhèn)化的重要支撐力量，而私人投資的支持作用并沒有顯現(xiàn)。另外，政府投資、私人投資和外商直接投資彼此之間都存在擠出效應(yīng)，尤其是政府投資對私人投資的擠出效應(yīng)更為明顯，這反映出城鎮(zhèn)化進程中多元投資主體之間缺乏包容而相互排斥的不智。

傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化理論主要包括政府主導(dǎo)與市場主導(dǎo)理論，主導(dǎo)主體之間的定位非常清晰。但是，新型城鎮(zhèn)化要求動員政府、社會、市民三大主體的投資參與行為，通過鼓勵企業(yè)和市民通過各種方式有序參與城市建設(shè)，提高各方推動城市發(fā)展的積極性，加速推進新型城鎮(zhèn)化的進程。從我國城鎮(zhèn)化實踐的歷史看，傳統(tǒng)政府主導(dǎo)型的城鎮(zhèn)化在速度上取得了突出的成績，但由此產(chǎn)生的城鎮(zhèn)化“要地不要人”的矛盾，以及各種“城市病”也格外突出。因此，從發(fā)展的眼光看，這種政府主導(dǎo)型的城鎮(zhèn)化進程在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的背景下應(yīng)積極轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌鲋鲗?dǎo)型模式，即應(yīng)該構(gòu)建民間投資、外商直接投資與政府投資并行不悖、協(xié)同增進的城鎮(zhèn)化融資體系與模式。也就是說，政府一方面要界定清晰政府投資的范圍和空間，重點參與公益性項目及部分基礎(chǔ)性項目并逐步退出競爭性項目；另一方面，政府應(yīng)創(chuàng)造條件，為落實民間資本進入市場領(lǐng)域提供便利。具體來看，應(yīng)優(yōu)化民間資本市場準入的審批機制、建立民間資本市場進入的援助機制、公平化民間資本與其他所有制企業(yè)的待遇、落實政府性資金支持民間投資措施等。

(責(zé)任編輯：欒曉平)

2016-09-12

張秀利，女，四川大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士研究生，西南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院講師。 祝志勇，男，經(jīng)濟學(xué)博士，西南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院教授。

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1003-4145[2017]04-0133-05