■范紅忠，陳 攀

城鎮(zhèn)化對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及其時(shí)空差異分析

■范紅忠，陳 攀

基于中國(guó)31省2002～2014年面板數(shù)據(jù)，研究了城鎮(zhèn)化對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及其在時(shí)間和空間兩個(gè)維度上表現(xiàn)出的差異。對(duì)總體樣本的研究表明:城鎮(zhèn)化對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)，在控制了內(nèi)生性、替換解釋變量的情況下，結(jié)果依舊非常顯著。時(shí)間維度上，基于移動(dòng)截面回歸的結(jié)果顯示:我國(guó)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)隨時(shí)間呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U”型趨勢(shì)，說明近年來隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有非線性特征?？臻g維度上，基于分樣本的研究表明:城鎮(zhèn)化對(duì)我國(guó)不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不同，呈現(xiàn)中部最強(qiáng)、西部次之、東部最弱的局面，也暗示了地區(qū)發(fā)展的不平衡。

城鎮(zhèn)化；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；時(shí)空差異；GMM；倒“U”

范紅忠（1967-），華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院國(guó)貿(mào)系主任，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)閰^(qū)域與城市經(jīng)濟(jì)學(xué)；陳攀（1992-），華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、國(guó)際投資。（湖北武漢430074）

一、引言

李克強(qiáng)總理在2016年政府工作報(bào)告中指出，要深入推進(jìn)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化①，實(shí)現(xiàn)1億左右農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口和其他常住人口在城鎮(zhèn)落戶，完成約1億人居住的棚戶區(qū)和城中村改造，引導(dǎo)約1億人在中西部地區(qū)就近城鎮(zhèn)化。2011年我國(guó)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎剡_(dá)到51.27%，首次超過50%，實(shí)現(xiàn)歷史性突破，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，2015年中國(guó)城鎮(zhèn)化率繼續(xù)上升，達(dá)到56.1%?？v觀世界發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷史，各國(guó)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，必然伴隨著城鎮(zhèn)化率的提高。1978～2012年，中國(guó)的城鎮(zhèn)化率與人均GDP對(duì)數(shù)值的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.99（鄭鑫，2014），充分表明城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要關(guān)系。但與發(fā)達(dá)國(guó)家超過80%的城鎮(zhèn)人口比例相比，我國(guó)的城鎮(zhèn)化水平依舊相對(duì)落后。鑒于此，本文將深入研究城鎮(zhèn)化對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的影響，為政策制定提供依據(jù)。

不少文獻(xiàn)都研究過城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，關(guān)于二者的確切關(guān)系，絕大部分研究認(rèn)為城鎮(zhèn)化能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，少部分則認(rèn)為二者并無顯著關(guān)系甚或存在負(fù)向聯(lián)系。

在國(guó)外研究中，Moomaw和Shatter（1996）利用回歸方法對(duì)90個(gè)經(jīng)濟(jì)體的研究認(rèn)為二者顯著正相關(guān)，即城鎮(zhèn)化程度越高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快。也有學(xué)者的研究得出了不同結(jié)論。Gallip等（1999）指出，若一國(guó)或地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不協(xié)調(diào)，將會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響。Herrmann和Khan（2008）也認(rèn)為，如果城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不適應(yīng)，將不能促進(jìn)就業(yè)、收入和消費(fèi)，也即無法拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系也做過不少研究。喻開志等（2014）人利用1996～2011年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的綜合得分體系得出，人口、產(chǎn)業(yè)以及衛(wèi)生城鎮(zhèn)化、居民消費(fèi)城鎮(zhèn)化、教育城鎮(zhèn)化和公共基礎(chǔ)設(shè)施城鎮(zhèn)化水平越高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快。楊浩昌（2016）基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的研究表明，城鎮(zhèn)化能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，且促進(jìn)效應(yīng)存在區(qū)域差異。國(guó)內(nèi)也有學(xué)者提出了不同看法。謝治春（2014）利用國(guó)別數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在顯著的倒“U”型關(guān)系，城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用最終將被城鎮(zhèn)化進(jìn)程所帶來的負(fù)面影響替代。

可以看到，由于研究方法、數(shù)據(jù)類型、樣本區(qū)間、空間位置等的不同，國(guó)內(nèi)外對(duì)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的結(jié)論有一定分歧。盡管這一領(lǐng)域的研究較多，但仍存在以下不足：（1）許多文獻(xiàn)都注意到城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的空間差異（背后隱含的假設(shè)是該影響不隨時(shí)間變化），但較少關(guān)注其時(shí)間差異，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)，城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響很可能隨時(shí)間在不斷變化；（2）內(nèi)生性問題。影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的變量較多，如果模型遺漏了與解釋變量相關(guān)的變量，很可能造成內(nèi)生性，同時(shí)有部分文獻(xiàn)指出，城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)果而非原因，表明城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間可能存在相互影響，因此普通的回歸分析可能由于內(nèi)生性問題而出現(xiàn)模型系數(shù)估計(jì)有偏且不一致的情況。本文與以往文獻(xiàn)的不同之處在于：（1）發(fā)現(xiàn)了我國(guó)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)在時(shí)間維度上的倒“U”型趨勢(shì)。（2）運(yùn)用兩階段最小二乘法（2SLS）與廣義矩估計(jì)法（GMM）進(jìn)行回歸分析，克服內(nèi)生性，獲得了更為可靠的結(jié)果。

二、城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的理論分析

城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟(jì)和社會(huì)現(xiàn)代化必經(jīng)的階段，它不僅包括農(nóng)村勞動(dòng)力向以工業(yè)和服務(wù)業(yè)為主的城鎮(zhèn)地區(qū)轉(zhuǎn)移，還包括農(nóng)村結(jié)構(gòu)向城市的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。城鎮(zhèn)化會(huì)帶來多種經(jīng)濟(jì)促進(jìn)效應(yīng)，具體表現(xiàn)在：

城鎮(zhèn)化會(huì)帶來收入增長(zhǎng)，促進(jìn)消費(fèi)。城鎮(zhèn)化過程也是勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的過程，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門勞動(dòng)生產(chǎn)率往往低于城市工業(yè)部門，得到的工資回報(bào)也低于城市就業(yè)者，城鎮(zhèn)化將農(nóng)業(yè)部門就業(yè)者轉(zhuǎn)移到工業(yè)部門，能顯著提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，增加收入。事實(shí)上，勞動(dòng)力與人口的有序流動(dòng)能夠改良資本和勞動(dòng)力的比例關(guān)系，能夠更好的配置資源與提高效率。將農(nóng)業(yè)部門剩余勞動(dòng)力遷出，不僅能促進(jìn)遷入工業(yè)部門就業(yè)者的收入增長(zhǎng)，也能間接增加農(nóng)村就業(yè)者收入。根據(jù)凱恩斯消費(fèi)理論，總收入增加必然會(huì)帶來總消費(fèi)的增加，進(jìn)而帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

城鎮(zhèn)化會(huì)產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，集中供給與需求。規(guī)模經(jīng)濟(jì)指通過擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模而引起的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的增加，具體表現(xiàn)為長(zhǎng)期平均總成本下降。規(guī)模經(jīng)濟(jì)體現(xiàn)了生產(chǎn)要素集約程度與經(jīng)濟(jì)效益之間的關(guān)系。一方面，企業(yè)內(nèi)部通過擴(kuò)大規(guī)模降低平均成本；另一方面，產(chǎn)業(yè)內(nèi)上下游企業(yè)集聚，實(shí)現(xiàn)設(shè)計(jì)、原料采購(gòu)、生產(chǎn)和銷售等橫向和縱向一體化，更好發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，產(chǎn)生外部經(jīng)濟(jì)（Duranton，2005）。城鎮(zhèn)化過程中人口的集中會(huì)帶來需求的集中，需求集中自然會(huì)推動(dòng)供給集中，孫祁祥等人認(rèn)為，這一過程將從以下幾個(gè)方面推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：第一，需求本身會(huì)直接拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，且對(duì)最終產(chǎn)品的需求就是對(duì)生產(chǎn)要素的間接需求，因此只有產(chǎn)業(yè)發(fā)展好才能吸納農(nóng)村剩余勞動(dòng)力；第二，產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴(kuò)大的同時(shí)將生產(chǎn)高質(zhì)量和多樣化的產(chǎn)品和服務(wù)，而這都是技術(shù)進(jìn)步的表現(xiàn)形式，根據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論，二者都將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；第三，要素所有者將憑借要素所有權(quán)獲得收入，進(jìn)行投資或消費(fèi)，拉動(dòng)需求，進(jìn)而有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（孫祁祥等，2013）。

城鎮(zhèn)化將促進(jìn)創(chuàng)新。城市不僅能匯聚各種物質(zhì)要素，還能促進(jìn)先進(jìn)思想、先進(jìn)技術(shù)的交流，帶來創(chuàng)新成果。知識(shí)在交流中往往能實(shí)現(xiàn)低成本傳播，產(chǎn)生正的溢出效應(yīng)，降低了創(chuàng)新成本。當(dāng)前我國(guó)高等教育受眾人數(shù)居世界前列，勞動(dòng)者素質(zhì)大幅提高，積累了豐富的人力資本，但高素質(zhì)勞動(dòng)者往往更愿意在城市工作，通過城鎮(zhèn)化，可吸引高端人才就業(yè)，匯集智力資源，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

當(dāng)然，城鎮(zhèn)化也會(huì)帶來要素成本上升、“城市病”等負(fù)面效應(yīng)，不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展。但從目前我國(guó)城鎮(zhèn)化平均水平來看，中國(guó)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正效應(yīng)是大于負(fù)效應(yīng)的。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）模型構(gòu)建

影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變量較多，鑒于我國(guó)經(jīng)濟(jì)主要依靠“三駕馬車”（投資、消費(fèi)和出口）拉動(dòng)，因此除本文著重研究的城鎮(zhèn)化因素外，必須對(duì)投資、消費(fèi)和出口等變量加以控制。內(nèi)生增長(zhǎng)理論模型將人力資本納入研究，認(rèn)為人力資本積累是經(jīng)濟(jì)得以持續(xù)增長(zhǎng)的決定性因素和產(chǎn)業(yè)發(fā)展的真正源泉，表明人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不容忽視，因此在開展研究時(shí)對(duì)人力資本變量也要進(jìn)行控制。最終，研究所使用的計(jì)量模型形式設(shè)定如下：

lnPGDPit=β0+β1lnUrbanit+β2lnKit+β3lnCoit+β4lnExit+β5lnEduit+εit

其中PGDP表示人均GDP，用來衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平；Urban用來指代城鎮(zhèn)化，既可用人口城鎮(zhèn)化率Urban1（城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋嚷剩┍硎?，也可用土地城?zhèn)化率Urban2（城市建成區(qū)面積占行政區(qū)域土地面積的比率）表示，鑒于我國(guó)統(tǒng)計(jì)口徑上一般以人口城鎮(zhèn)化作為城鎮(zhèn)化的主要指標(biāo)，本文將主要以人口城鎮(zhèn)化率度量城鎮(zhèn)化程度，而將土地城鎮(zhèn)化率作為對(duì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的替代變量。其余變量為控制變量：K、Co、Ex、Edu分別表示投資（用固定資產(chǎn)投資衡量）、消費(fèi)（用社會(huì)消費(fèi)品零售總額衡量）、出口（用出口額衡量）、人力資本（用平均受教育年限衡量）。ε為模型隨機(jī)誤差項(xiàng)。結(jié)合經(jīng)濟(jì)理論，預(yù)期解釋變量和控制變量系數(shù)均為正。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2002～2015）。需要說明的是，出口數(shù)據(jù)是按經(jīng)營(yíng)單位所在地分類的出口總額，以當(dāng)年人民幣兌美元12個(gè)月平均匯率折算；平均受教育年限為以現(xiàn)行學(xué)制為受教育年數(shù)計(jì)算，即大專以上文化程度按16年計(jì)算，高中文化程度12年，初中文化程度9年，小學(xué)文化程度6年，文盲為0年，最后以相應(yīng)教育程度人口數(shù)為權(quán)重計(jì)算平均值。我們搜集了全國(guó)31個(gè)省份（直轄市、自治區(qū)）2002年到2014年的數(shù)據(jù)，其中有少量數(shù)據(jù)缺失（有8組數(shù)據(jù)含缺失值），為最大限度利用數(shù)據(jù)信息，同時(shí)保證替代缺失值的方法不影響已有數(shù)據(jù)特征，本文使用組內(nèi)均值對(duì)缺失值進(jìn)行替換。為剔除通脹因素的影響，我們對(duì)投資、消費(fèi)、出口等用貨幣度量的變量進(jìn)行了處理，具體做法是：通過計(jì)算，將CPI年度環(huán)比（上年=100）數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為以2001年為基期（2001年=100）的數(shù)據(jù)，再將上述貨幣度量的變量數(shù)據(jù)與轉(zhuǎn)化后對(duì)應(yīng)年份的CPI作比，最后得到剔除了通脹因素的數(shù)據(jù)。經(jīng)整理，最后得到包含31個(gè)省（直轄市、自治區(qū)），時(shí)間跨度為13年的平衡面板數(shù)據(jù)共403組。

四、實(shí)證結(jié)果與解釋

（一）全樣本回歸：城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

圖1 全樣本回歸散點(diǎn)圖

首先對(duì)全部樣本進(jìn)行回歸分析，表1列出了回歸結(jié)果。為減少異方差帶來的影響，文中除了GMM（廣義矩法）方法外（GMM方法在存在異方差條件下本身就能獲得有效的估計(jì)結(jié)果），所有回歸均采用異方差穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤。圖1為被解釋變量對(duì)解釋變量的全樣本回歸散點(diǎn)圖，可以直觀看到，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間存在顯著的正相關(guān)。

表1中回歸1控制了時(shí)間（固定）效應(yīng)和個(gè)體（固定）效應(yīng)①Hausman檢驗(yàn)顯示P=0.0000，拒絕原假設(shè)，應(yīng)使用固定效應(yīng)模型。，采用OLS（最小二乘法）方法實(shí)施回歸。lnUrban1系數(shù)為正但并不顯著，顯然不符合圖1所示特征。我們認(rèn)為模型可能存在嚴(yán)重內(nèi)生性問題，導(dǎo)致系數(shù)估計(jì)與假設(shè)檢驗(yàn)出現(xiàn)異常。前文提到，造成變量?jī)?nèi)生的可能原因有兩個(gè)：第一，影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變量較多，模型遺漏的某些變量又可能與lnUrban1相關(guān)；第二，被解釋變量與解釋變量存在雙向影響。本研究中內(nèi)生性更可能來源于第二個(gè)原因。鑒于此，我們需要利用其他估計(jì)方法克服內(nèi)生性問題，否則結(jié)果將不可信。

表1中回歸2使用了兩階段最小二乘法（2SLS）來克服內(nèi)生性問題。顯然，選取lnUrban1滯后一期作為解釋變量的工具變量可以解決內(nèi)生性問題，因?yàn)榍捌诔擎?zhèn)化率與當(dāng)期城鎮(zhèn)化率存在高度相關(guān)，而當(dāng)期人均GDP（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)）無法對(duì)前期城鎮(zhèn)化率造成影響，可知，工具變量的選取滿足一般原則，能有效解決內(nèi)生性問題。過度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果顯示接受原假設(shè)，認(rèn)為恰好識(shí)別?？梢钥吹?，回歸2中l(wèi)nUrban1系數(shù)在5%顯著性水平下顯著為正，表明城鎮(zhèn)化能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，控制變量系數(shù)也均符合預(yù)期。

表1 全樣本回歸結(jié)果

回歸3使用了在存在異方差時(shí)比2SLS方法估計(jì)更為有效的兩步GMM方法，得到的結(jié)果更加可靠。從表2可看出，lnUrban1系數(shù)依舊為正，且顯著性明并未減弱，進(jìn)一步說明城鎮(zhèn)化水平的提高能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?；貧w4和回歸5中，我們用土地城鎮(zhèn)化率代替人口城鎮(zhèn)化率度量城鎮(zhèn)化水平，可以看到，不管是用2SLS方法還是GMM方法進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果都沒有明顯變化，說明不同的城鎮(zhèn)化水平度量指標(biāo)并不會(huì)影響主要結(jié)論，回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（二）城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的時(shí)間差異

隨著國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的不斷變化，城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響很可能隨時(shí)間而改變。為刻畫城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的時(shí)間差異，我們利用表1中回歸3，以年為單位進(jìn)行截面回歸，從2003年①采用GMM方法估計(jì)需要用到滯后一期的解釋變量作為工具變量，2002年無滯后觀測(cè)值。開始，逐年向前回歸。這一方法在克服內(nèi)生性的同時(shí)還能有效消除截面數(shù)據(jù)存在的異方差現(xiàn)象。由于截面樣本容量有限，如果模型包含變量較多會(huì)造成較大自由度損失，將給系數(shù)帶來諸多問題，所以模型中只引入解釋變量lnUrban1而不加入控制變量。雖然此舉會(huì)造成模型系數(shù)估計(jì)出現(xiàn)較大偏誤（參數(shù)估計(jì)量方差有偏），但此處我們主要觀察系數(shù)的變化趨勢(shì)，對(duì)具體數(shù)值不做研究。截面回歸結(jié)果中變量lnUrban1的系數(shù)在1%顯著性水平下全部顯著。

圖2為lnUrban1系數(shù)隨時(shí)間的變化圖。整體來看，城鎮(zhèn)化對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)是非線性的，2009年以前促進(jìn)效應(yīng)呈上升趨勢(shì)，2010年后呈下降趨勢(shì)，表現(xiàn)為倒“U”型特征②我們使用兩階段最小二乘法（2SLS）以及異方差穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行回歸，得到的趨勢(shì)相同。。

圖2 城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)效應(yīng)時(shí)變圖

（三）造成時(shí)間差異的原因分析

時(shí)間維度刻畫的是我國(guó)城鎮(zhèn)化平均水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響隨時(shí)間變化的趨勢(shì)，現(xiàn)有文獻(xiàn)都假定該影響為靜態(tài)，忽略了城鎮(zhèn)化過程存在的時(shí)間異質(zhì)性。美國(guó)城市學(xué)家Northam（1975）將城鎮(zhèn)化分為初始階段（城鎮(zhèn)化率小于10%）、起步階段（城鎮(zhèn)化率在10%～30%之間）、加速階段（城鎮(zhèn)化率在30%～70%之間）和后期階段（城鎮(zhèn)化率在70%以上），并將城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的規(guī)律概括為“S”型曲線。按照這一理論我國(guó)少數(shù)地區(qū)城鎮(zhèn)化水平已接近發(fā)達(dá)國(guó)家，但從全國(guó)平均水平來看，城鎮(zhèn)化在數(shù)量上（城鎮(zhèn)化率低）和質(zhì)量上（戶籍人口比重低）都與發(fā)達(dá)國(guó)家有不小差距。2002年到2014年，我國(guó)城鎮(zhèn)化率在39.09%～54.77%之間，顯然，樣本區(qū)間內(nèi)我國(guó)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系處在加速階段中。圖3描繪了“S”型曲線的大致形狀，在加速階段，曲線斜率先增大后變小，于中間某點(diǎn)達(dá)到最大，斜率呈現(xiàn)倒“U”型變化。圖3中a點(diǎn)與c點(diǎn)大致對(duì)應(yīng)2002年到2014年我國(guó)城鎮(zhèn)化率，箭頭指向的b點(diǎn)位于城鎮(zhèn)化加速階段斜率最大處，大致對(duì)應(yīng)于2009年到2010年前后的城鎮(zhèn)化率，而前文提到，我國(guó)城鎮(zhèn)化率2011年首次超過50%，結(jié)合加速階段城鎮(zhèn)化率（30%～70%）的分布，可以猜想，2010年前后可能是城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)效應(yīng)最大時(shí)點(diǎn)。加速階段最顯著的特征是人均GDP快速提高，城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)最強(qiáng)，在本文模型中表現(xiàn)為解釋變量系數(shù)呈倒“U”變化，顯然，圖2符合這一趨勢(shì)。

圖3 城鎮(zhèn)化水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的時(shí)間差異

（四）分樣本回歸：城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的空間差異

前文從整體上研究了城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的時(shí)間差異，然而國(guó)內(nèi)區(qū)域發(fā)展并不均衡，從圖3中可以看到，我國(guó)東部、中部、西部以及東北地區(qū)城鎮(zhèn)化水平有明顯的空間差異，全樣本很可能存在空間異質(zhì)性問題，即不同區(qū)域內(nèi)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不同。

圖4 我國(guó)2014年各省城鎮(zhèn)化率

為研究城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的空間差異，我們以我國(guó)大陸三大經(jīng)濟(jì)地帶①東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等11省、直轄市；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8??；西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、內(nèi)蒙古、廣西等12省、直轄市、自治區(qū)。作為劃分依據(jù)，將全樣本按照上述分類分成三組，利用表1中回歸3的方法分別對(duì)三組樣本回歸，結(jié)果見表2。

表2 不同地區(qū)回歸結(jié)果

表2中，回歸6、7、8 lnUrban1項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，再次表明城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著促進(jìn)作用。分區(qū)域來看，東部城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最小，而西部次之，中部最大。回歸結(jié)果顯示，三大經(jīng)濟(jì)帶中城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響有著明顯區(qū)別，城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)效應(yīng)存在空間差異。利用土地城鎮(zhèn)化率替代人口城鎮(zhèn)化率，作穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得到回歸9、10、11，結(jié)論基本與前文一致。值得注意的是，回歸11中l(wèi)nUrban2系數(shù)不顯著，我們推測(cè)可能是西部地區(qū)地域特征與其他地區(qū)差異較大的緣故，土地城鎮(zhèn)化率對(duì)這一地區(qū)來說并不是一個(gè)很好的度量城鎮(zhèn)化程度的指標(biāo)。

（五）造成空間差異的原因分析

我國(guó)東部地區(qū)包含所有沿海發(fā)達(dá)省份，大部分東部省市城鎮(zhèn)化率已經(jīng)超過60%，部分省市（北京、天津、上海）早已超過70%，已達(dá)發(fā)達(dá)國(guó)家水平，接近城鎮(zhèn)化后期階段（對(duì)應(yīng)于圖5中的C點(diǎn)），此時(shí)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用將降低。而大部分西部省份較為落后，城鎮(zhèn)化水平普遍不高，即使到2014年大部分地區(qū)城鎮(zhèn)化率也只有44%左右，處在城鎮(zhèn)化加速階段的“早期”（對(duì)應(yīng)于圖5中A點(diǎn)），對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用較強(qiáng)。中部省份城鎮(zhèn)化水平介于東部和西部地區(qū)之間，處在加速階段的“中期”（對(duì)應(yīng)于圖5中B點(diǎn)），此時(shí)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)最強(qiáng)。

圖5 城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的空間差異

通過上述分析，綜合來看，城鎮(zhèn)化對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)，這一效應(yīng)無論在空間維度還是時(shí)間維度都存在顯著差異。

五、結(jié)論

自1992年中央正式實(shí)施城鎮(zhèn)化體制改革以來，中國(guó)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)道路已走過20余年，取得了豐碩成果。2011年我國(guó)城鎮(zhèn)化率首次超過50%，實(shí)現(xiàn)歷史突破。

本文以2002年到2014年中國(guó)31省城鎮(zhèn)化面板數(shù)據(jù)，從時(shí)間和空間兩個(gè)維度研究了城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響?；诳傮w樣本的研究表明：城鎮(zhèn)化對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)，在控制了內(nèi)生性、替換解釋變量的情況下，結(jié)果依舊非常顯著。時(shí)間維度上，基于移動(dòng)截面回歸的結(jié)果顯示：我國(guó)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)隨時(shí)間呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U”型趨勢(shì)，說明近年來隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有非線性特征?？臻g維度上，基于分樣本的研究表明：城鎮(zhèn)化對(duì)我國(guó)不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不同，呈現(xiàn)中部最強(qiáng)、西部次之、東部最弱的局面，也暗示了地區(qū)發(fā)展的不平衡。

近兩年，我國(guó)經(jīng)濟(jì)迎來重大轉(zhuǎn)型，在投資與外需不振的情況下，急需尋找新的增長(zhǎng)動(dòng)力。城鎮(zhèn)化能有效擴(kuò)大內(nèi)需、拉動(dòng)增長(zhǎng)，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的源動(dòng)力，也是實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化、走向共同富裕的必然選擇。

[1]鄭鑫.城鎮(zhèn)化對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)及其實(shí)現(xiàn)途徑[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2014，(6)：4～15.

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F291.1

A

1006-169X（2017）04-0047-06

①鑒于相關(guān)文獻(xiàn)與政府文件未對(duì)城鎮(zhèn)化與城市化含義作區(qū)分，本文將二者視作相同概念。