汪 震/ 文

改革開放以來，隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的蓬勃發(fā)展，城市化也進(jìn)入了高速發(fā)展階段，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城市化的關(guān)系日漸受到人們的關(guān)注。雖然互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展使城市經(jīng)濟(jì)的空間聚集效應(yīng)理論受到一些質(zhì)疑，但不可否認(rèn)，利用中心城市的輻射作用和溢出效應(yīng)來帶動(dòng)周邊城市發(fā)展，最終促進(jìn)整體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這樣的城市化效應(yīng)至今仍然存在?？v觀世界經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展歷程，城市化是帶動(dòng)一個(gè)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的雙核之一。在我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式漸變時(shí)期，城市化對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用也日益明顯。在此背景下，研究城市化對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有重要的實(shí)踐價(jià)值。

一、文獻(xiàn)綜述

在研究城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響方面，學(xué)者們對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城市化的關(guān)系進(jìn)行了充分研究。絕大多數(shù)學(xué)者利用發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)證明了城市化有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。如Black 和Henderson（1999）、Henderson（2000），他們均發(fā)現(xiàn)城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有比較強(qiáng)的正相關(guān)性；Duranton（2000）認(rèn)為城市集中度影響城市經(jīng)濟(jì)，并且堅(jiān)信城市是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本身的動(dòng)力源泉。然而，學(xué)者們對(duì)發(fā)展中國(guó)家的研究結(jié)果卻有差異。很多學(xué)者仍是支持城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用的。曾賢林（2013）實(shí)證檢驗(yàn)貴州的城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。洪彥等（2015）運(yùn)用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間結(jié)構(gòu)與ESDA 技術(shù)研究海西城鎮(zhèn)體系經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間格局，發(fā)現(xiàn)人口城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用顯著。但也有學(xué)者持其他觀點(diǎn)。施建剛、王哲（2011）研究發(fā)現(xiàn)城市化進(jìn)程太快會(huì)給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成損失，并且使城市陷入棘手的問題中。劉瑞翔、夏琪琪（2018）則認(rèn)為各省域的人口城市化能促進(jìn)本省域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，但對(duì)鄰近省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量有負(fù)面影響。針對(duì)以上研究觀點(diǎn)的差異，本文將采用中國(guó)2010- 2017 年的人口和經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間滯后面板模型定量分析城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，這也是對(duì)傳統(tǒng)計(jì)量分析的突破。

二、數(shù)據(jù)說明和模型建立

（一）變量選擇

本文主要研究我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況及影響因子，重點(diǎn)關(guān)注城市化水平的影響。被解釋變量是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，用各省市當(dāng)年GDP 除以年末總?cè)丝跀?shù)再取對(duì)數(shù)得到（lngdp）。除此之外，選取城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、對(duì)外開放程度、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)作為基本變量。城市化水平是本文研究的核心解釋變量，本文以當(dāng)年年末城鎮(zhèn)人口數(shù)與總?cè)丝跀?shù)的比率來衡量地區(qū)城市化水平（urb）。第三產(chǎn)業(yè)的水平可以在一定程度上體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整狀況，可以用它來代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平（stru）。各省份的社會(huì)固定資產(chǎn)投資額度占GDP 比重代表基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)變量（inst）。各地區(qū)的境內(nèi)目的地和貨源地進(jìn)出口總額與GDP 比值即對(duì)外開放水平（open）。文中的各省市的關(guān)鍵數(shù)據(jù)均來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文主要選取2010- 2017 年全國(guó)31 個(gè)省、市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)，變量的描述性統(tǒng)計(jì)說明如表1 所示。

表1 變量描述性說明

（二）空間面板模型建立

1.空間相關(guān)性檢驗(yàn)

檢測(cè)變量之間是否存在空間相關(guān)性是進(jìn)行空間計(jì)量分析的第一步。檢測(cè)變量空間自相關(guān)性的方法有很多，本文利用Moran's I 測(cè)試經(jīng)濟(jì)變化與城市化變量是否存在空間聯(lián)系。

式（2.1）為莫蘭指數(shù)計(jì)算公式。其中：n 為研究范圍內(nèi)地區(qū)總數(shù)，wij是空間權(quán)重，xi、xj分別是區(qū)域i 和j 的空間數(shù)據(jù)為樣本方差。

本文利用stata15 軟件，參照中國(guó)地圖地理信息，選取基于地理位置的0- 1 鄰接距離矩陣，得出的莫蘭指數(shù)如表2 所示。由表2 的檢驗(yàn)結(jié)果，Moran's I 從整體上反映了近8 年中國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、城市化水平存在明顯的空間相關(guān)性，且均在0.01的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，證明各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、城市化水平的分布存在著非常明顯的空間依賴特征，并且這種空間依賴性基本上伴隨時(shí)間變動(dòng)有漸漸增強(qiáng)的傾向。

表2 Moran's I 指數(shù)

2.空間面板模型的檢驗(yàn)、估計(jì)

通過前面的檢驗(yàn)，證明了lngdp 存在空間相關(guān)性，所以選用空間計(jì)量模型有一定的合理性。本文選取基于地理位置的0- 1鄰接距離矩陣?？臻g權(quán)重矩陣W 作用于不同的變量可生成不同的空間交互關(guān)系，進(jìn)而構(gòu)造不同的空間模型，本文通過LM和robust LM 檢驗(yàn)來確定最終應(yīng)用與分析的空間面板模型。構(gòu)建的基本模型如下：

模型一：

模型二：

模型三：

αi表示時(shí)間效應(yīng)，μi表示個(gè)體效應(yīng)，εij為獨(dú)立同方差的隨機(jī)項(xiàng)，φij代表空間自相關(guān)誤差項(xiàng)，ρ 則是自相關(guān)系數(shù)。本文設(shè)置三個(gè)模型形成對(duì)照，并依據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果選擇合適的模型。第一個(gè)沒有考慮空間相關(guān)性，模型二為空間滯后面板模型，模型三即空間誤差面板模型。對(duì)模型進(jìn)行普通模型最小二乘法回歸處理（忽視空間因素）以及LM 檢驗(yàn)，相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示。

表3 LM 及robust LM 檢驗(yàn)結(jié)果

可見，空間滯后面板模型的檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下均合理，比空間誤差面板模型更好，故此處選擇空間滯后面板模型。鑒于文章回歸分析的樣本僅限于特定個(gè)體，所以此處選取固定效應(yīng)模型。在對(duì)面板模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，由于模型中含有空間滯后的因變量，最小二乘法的估計(jì)將變得有偏且非一致。因此，使用極大似然法（ML）來估計(jì)空間計(jì)量模型（Anselin，1988；Anselin 和Hud1992）。這里通過針對(duì)空間面板模型的極大似然估計(jì)（MLE）法，結(jié)果如表4 所示。

表4 空間面板滯后模型結(jié)果

由表4 可知，所有固定效應(yīng)的空間滯后模型空間自相關(guān)系數(shù)（rho）均為正，其中除了時(shí)間固定效應(yīng)下的模型，其他均通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明我國(guó)不同的省與省之間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確實(shí)存在顯著的空間關(guān)聯(lián)，即一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的變化在一定程度上受其他與之相鄰的地區(qū)（省市）的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的影響。

（三）結(jié)果分析

由表4 可知，變量urb 的系數(shù)為0.0107，表示在其他條件不變時(shí)，地區(qū)城市化水平每提高1%，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)約上升1.07%。由此證明，城市化水平確實(shí)是造成各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異的主要原因之一。變量inst 和變量open 的系數(shù)均為正，說明各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、對(duì)外開放程度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也有一定的促進(jìn)作用，但效果相對(duì)較弱。而變量stru 的系數(shù)為負(fù)，說明當(dāng)前不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整存在發(fā)展不均衡、配置不合理等問題，制約了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。另外由rho 參數(shù)值以及其顯著性水平可知，相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有很大的空間依賴性，一個(gè)省市周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可促進(jìn)該省市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

三、結(jié)論與政策建議

本文根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)出我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有很強(qiáng)的空間關(guān)聯(lián)性，進(jìn)一步用最大似然估計(jì)法構(gòu)建合適的空間面板模型來分析城市化影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的區(qū)域差異。從中得出如下結(jié)論：城市化確實(shí)是影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素，可以促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、對(duì)外開放程度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也有一定的正向作用，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻有負(fù)向阻礙作用，說明全國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展的地區(qū)不均衡限制了一些地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

針對(duì)以上分析結(jié)果和結(jié)論，本文提出如下政策建議：首先，要合理推進(jìn)城市化進(jìn)程。目前戶籍制度仍然影響著我國(guó)城市化進(jìn)程的快速推進(jìn)，需要加快戶籍改革，從而提高城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。其次，適度提高基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)速度與投資比重。一方面加快基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的速度，使其能夠拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而不是成為“短板”；另一方面可通過適度提高基礎(chǔ)公共服務(wù)供給的投資占比來提高基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)質(zhì)量。最后，要加強(qiáng)各地區(qū)之間的交流，以實(shí)現(xiàn)資源的優(yōu)化配置。城市化水平的提高并不僅僅是城鎮(zhèn)規(guī)模的簡(jiǎn)單擴(kuò)張、農(nóng)村人口流入城市，還要打破城鄉(xiāng)分割，實(shí)現(xiàn)人口、資源、教育等方面的自由公平的雙向流動(dòng)。