■范紅忠，陳 攀

城鎮(zhèn)化對中國經(jīng)濟增長的影響及其時空差異分析

■范紅忠，陳 攀

基于中國31省2002～2014年面板數(shù)據(jù)，研究了城鎮(zhèn)化對中國經(jīng)濟增長的影響及其在時間和空間兩個維度上表現(xiàn)出的差異。對總體樣本的研究表明:城鎮(zhèn)化對中國經(jīng)濟增長具有顯著的促進效應(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。時間維度上，基于移動截面回歸的結(jié)果顯示:我國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)隨時間呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U”型趨勢，說明近年來隨著經(jīng)濟發(fā)展，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響具有非線性特征。空間維度上，基于分樣本的研究表明:城鎮(zhèn)化對我國不同地區(qū)經(jīng)濟增長的影響不同，呈現(xiàn)中部最強、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)濟增長；時空差異；GMM；倒“U”

范紅忠（1967-），華中科技大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院國貿(mào)系主任，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向為區(qū)域與城市經(jīng)濟學(xué)；陳攀（1992-），華中科技大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院碩士研究生，研究方向為宏觀經(jīng)濟、經(jīng)濟增長、國際投資。（湖北武漢430074）

一、引言

李克強總理在2016年政府工作報告中指出，要深入推進以人為核心的新型城鎮(zhèn)化①，實現(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年我國城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎剡_到51.27%，首次超過50%，實現(xiàn)歷史性突破，國家統(tǒng)計局發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，2015年中國城鎮(zhèn)化率繼續(xù)上升，達到56.1%。縱觀世界發(fā)達國家經(jīng)濟發(fā)展歷史，各國在經(jīng)濟增長的同時，必然伴隨著城鎮(zhèn)化率的提高。1978～2012年，中國的城鎮(zhèn)化率與人均GDP對數(shù)值的相關(guān)系數(shù)高達0.99（鄭鑫，2014），充分表明城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展的重要關(guān)系。但與發(fā)達國家超過80%的城鎮(zhèn)人口比例相比，我國的城鎮(zhèn)化水平依舊相對落后。鑒于此，本文將深入研究城鎮(zhèn)化對我國經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響，為政策制定提供依據(jù)。

不少文獻都研究過城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響，關(guān)于二者的確切關(guān)系，絕大部分研究認為城鎮(zhèn)化能促進經(jīng)濟增長，少部分則認為二者并無顯著關(guān)系甚或存在負向聯(lián)系。

在國外研究中，Moomaw和Shatter（1996）利用回歸方法對90個經(jīng)濟體的研究認為二者顯著正相關(guān)，即城鎮(zhèn)化程度越高，經(jīng)濟增長越快。也有學(xué)者的研究得出了不同結(jié)論。Gallip等（1999）指出，若一國或地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟發(fā)展水平不協(xié)調(diào)，將會對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生負面影響。Herrmann和Khan（2008）也認為，如果城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展水平不適應(yīng)，將不能促進就業(yè)、收入和消費，也即無法拉動經(jīng)濟增長。

國內(nèi)學(xué)者對城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長關(guān)系也做過不少研究。喻開志等（2014）人利用1996～2011年省級面板數(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)濟增長越快。楊浩昌（2016）基于省級面板數(shù)據(jù)的研究表明，城鎮(zhèn)化能顯著促進經(jīng)濟增長，且促進效應(yīng)存在區(qū)域差異。國內(nèi)也有學(xué)者提出了不同看法。謝治春（2014）利用國別數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間存在顯著的倒“U”型關(guān)系，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟的促進作用最終將被城鎮(zhèn)化進程所帶來的負面影響替代。

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，國內(nèi)外對城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長關(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）許多文獻都注意到城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響的空間差異（背后隱含的假設(shè)是該影響不隨時間變化），但較少關(guān)注其時間差異，隨著經(jīng)濟發(fā)展，城鎮(zhèn)化進程的推進，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響很可能隨時間在不斷變化；（2）內(nèi)生性問題。影響經(jīng)濟發(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，同時有部分文獻指出，城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟增長的結(jié)果而非原因，表明城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長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)估計有偏且不一致的情況。本文與以往文獻的不同之處在于：（1）發(fā)現(xiàn)了我國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)在時間維度上的倒“U”型趨勢。（2）運用兩階段最小二乘法（2SLS）與廣義矩估計法（GMM）進行回歸分析，克服內(nèi)生性，獲得了更為可靠的結(jié)果。

二、城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響的理論分析

城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟和社會現(xiàn)代化必經(jīng)的階段，它不僅包括農(nóng)村勞動力向以工業(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)化會帶來多種經(jīng)濟促進效應(yīng)，具體表現(xiàn)在：

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

城鎮(zhèn)化會產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，集中供給與需求。規(guī)模經(jīng)濟指通過擴大生產(chǎn)規(guī)模而引起的經(jīng)濟效應(yīng)的增加，具體表現(xiàn)為長期平均總成本下降。規(guī)模經(jīng)濟體現(xiàn)了生產(chǎn)要素集約程度與經(jīng)濟效益之間的關(guān)系。一方面，企業(yè)內(nèi)部通過擴大規(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，實現(xiàn)設(shè)計、原料采購、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（Duranton，2005）。城鎮(zhèn)化過程中人口的集中會帶來需求的集中，需求集中自然會推動供給集中，孫祁祥等人認為，這一過程將從以下幾個方面推動經(jīng)濟增長：第一，需求本身會直接拉動經(jīng)濟增長，且對最終產(chǎn)品的需求就是對生產(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)村剩余勞動力；第二，產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴大的同時將生產(chǎn)高質(zhì)量和多樣化的產(chǎn)品和服務(wù)，而這都是技術(shù)進步的表現(xiàn)形式，根據(jù)內(nèi)生增長理論，二者都將促進經(jīng)濟增長；第三，要素所有者將憑借要素所有權(quán)獲得收入，進行投資或消費，拉動需求，進而有助于經(jīng)濟增長（孫祁祥等，2013）。

城鎮(zhèn)化將促進創(chuàng)新。城市不僅能匯聚各種物質(zhì)要素，還能促進先進思想、先進技術(shù)的交流，帶來創(chuàng)新成果。知識在交流中往往能實現(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)前我國高等教育受眾人數(shù)居世界前列，勞動者素質(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，促進經(jīng)濟增長。

當(dāng)然，城鎮(zhèn)化也會帶來要素成本上升、“城市病”等負面效應(yīng)，不利于經(jīng)濟發(fā)展。但從目前我國城鎮(zhèn)化平均水平來看，中國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的正效應(yīng)是大于負效應(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)濟增長的變量較多，鑒于我國經(jīng)濟主要依靠“三駕馬車”（投資、消費和出口）拉動，因此除本文著重研究的城鎮(zhèn)化因素外，必須對投資、消費和出口等變量加以控制。內(nèi)生增長理論模型將人力資本納入研究，認為人力資本積累是經(jīng)濟得以持續(xù)增長的決定性因素和產(chǎn)業(yè)發(fā)展的真正源泉，表明人力資本對經(jīng)濟增長的影響不容忽視，因此在開展研究時對人力資本變量也要進行控制。最終，研究所使用的計量模型形式設(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)濟增長水平；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┍硎荆部捎猛恋爻擎?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，鑒于我國統(tǒng)計口徑上一般以人口城鎮(zhèn)化作為城鎮(zhèn)化的主要指標，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)化率作為對結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗的替代變量。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（用社會消費品零售總額衡量）、出口（用出口額衡量）、人力資本（用平均受教育年限衡量）。ε為模型隨機誤差項。結(jié)合經(jīng)濟理論，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)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、《中國統(tǒng)計年鑒》（2002～2015）。需要說明的是，出口數(shù)據(jù)是按經(jīng)營單位所在地分類的出口總額，以當(dāng)年人民幣兌美元12個月平均匯率折算；平均受教育年限為以現(xiàn)行學(xué)制為受教育年數(shù)計算，即大專以上文化程度按16年計算，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)重計算平均值。我們搜集了全國31個省份（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)均值對缺失值進行替換。為剔除通脹因素的影響，我們對投資、消費、出口等用貨幣度量的變量進行了處理，具體做法是：通過計算，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?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)），時間跨度為13年的平衡面板數(shù)據(jù)共403組。

四、實證結(jié)果與解釋

（一）全樣本回歸：城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響

圖1 全樣本回歸散點圖

首先對全部樣本進行回歸分析，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結(jié)果），所有回歸均采用異方差穩(wěn)健的標準誤。圖1為被解釋變量對解釋變量的全樣本回歸散點圖，可以直觀看到，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長間存在顯著的正相關(guān)。

表1中回歸1控制了時間（固定）效應(yīng)和個體（固定）效應(yīng)①Hausman檢驗顯示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。我們認為模型可能存在嚴重內(nèi)生性問題，導(dǎo)致系數(shù)估計與假設(shè)檢驗出現(xiàn)異常。前文提到，造成變量內(nèi)生的可能原因有兩個：第一，影響經(jīng)濟增長的變量較多，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原因。鑒于此，我們需要利用其他估計方法克服內(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，因為前期城鎮(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)濟增長）無法對前期城鎮(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。過度識別檢驗結(jié)果顯示接受原假設(shè)，認為恰好識別?？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)化能有效促進經(jīng)濟增長，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比2SLS方法估計更為有效的兩步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，進一步說明城鎮(zhèn)化水平的提高能促進經(jīng)濟增長。回歸4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方法進行估計，回歸結(jié)果都沒有明顯變化，說明不同的城鎮(zhèn)化水平度量指標并不會影響主要結(jié)論，回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（二）城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響的時間差異

隨著國內(nèi)經(jīng)濟形勢的不斷變化，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響很可能隨時間而改變。為刻畫城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響的時間差異，我們利用表1中回歸3，以年為單位進行截面回歸，從2003年①采用GMM方法估計需要用到滯后一期的解釋變量作為工具變量，2002年無滯后觀測值。開始，逐年向前回歸。這一方法在克服內(nèi)生性的同時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。雖然此舉會造成模型系數(shù)估計出現(xiàn)較大偏誤（參數(shù)估計量方差有偏），但此處我們主要觀察系數(shù)的變化趨勢，對具體數(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)隨時間的變化圖。整體來看，城鎮(zhèn)化對中國經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)是非線性的，2009年以前促進效應(yīng)呈上升趨勢，2010年后呈下降趨勢，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)健的標準誤進行回歸，得到的趨勢相同。。

圖2 城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長促進效應(yīng)時變圖

（三）造成時間差異的原因分析

時間維度刻畫的是我國城鎮(zhèn)化平均水平對經(jīng)濟增長影響隨時間變化的趨勢，現(xiàn)有文獻都假定該影響為靜態(tài)，忽略了城鎮(zhèn)化過程存在的時間異質(zhì)性。美國城市學(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)濟增長的規(guī)律概括為“S”型曲線。按照這一理論我國少數(shù)地區(qū)城鎮(zhèn)化水平已接近發(fā)達國家，但從全國平均水平來看，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)達國家有不小差距。2002年到2014年，我國城鎮(zhèn)化率在39.09%～54.77%之間，顯然，樣本區(qū)間內(nèi)我國城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長關(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，于中間某點達到最大，斜率呈現(xiàn)倒“U”型變化。圖3中a點與c點大致對應(yīng)2002年到2014年我國城鎮(zhèn)化率，箭頭指向的b點位于城鎮(zhèn)化加速階段斜率最大處，大致對應(yīng)于2009年到2010年前后的城鎮(zhèn)化率，而前文提到，我國城鎮(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)化對經(jīng)濟增長促進效應(yīng)最大時點。加速階段最顯著的特征是人均GDP快速提高，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)最強，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。

圖3 城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟增長影響的時間差異

（四）分樣本回歸：城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響的空間差異

前文從整體上研究了城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響的時間差異，然而國內(nèi)區(qū)域發(fā)展并不均衡，從圖3中可以看到，我國東部、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)化對經(jīng)濟增長影響不同。

圖4 我國2014年各省城鎮(zhèn)化率

為研究城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響的空間差異，我們以我國大陸三大經(jīng)濟地帶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?。晃鞑康貐^(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項系數(shù)均顯著為正，再次表明城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長具有顯著促進作用。分區(qū)域來看，東部城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的貢獻最小，而西部次之，中部最大。回歸結(jié)果顯示，三大經(jīng)濟帶中城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響有著明顯區(qū)別，城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟促進效應(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，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)化率對這一地區(qū)來說并不是一個很好的度量城鎮(zhèn)化程度的指標。

（五）造成空間差異的原因分析

我國東部地區(qū)包含所有沿海發(fā)達省份，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%，已達發(fā)達國家水平，接近城鎮(zhèn)化后期階段（對應(yīng)于圖5中的C點），此時城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的促進作用將降低。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”（對應(yīng)于圖5中A點），對經(jīng)濟增長的促進作用較強。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”（對應(yīng)于圖5中B點），此時城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)最強。

圖5 城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響的空間差異

通過上述分析，綜合來看，城鎮(zhèn)化對中國經(jīng)濟具有顯著的促進效應(yīng)，這一效應(yīng)無論在空間維度還是時間維度都存在顯著差異。

五、結(jié)論

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

本文以2002年到2014年中國31省城鎮(zhèn)化面板數(shù)據(jù)，從時間和空間兩個維度研究了城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響?；诳傮w樣本的研究表明：城鎮(zhèn)化對中國經(jīng)濟增長具有顯著的促進效應(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。時間維度上，基于移動截面回歸的結(jié)果顯示：我國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)隨時間呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U”型趨勢，說明近年來隨著經(jīng)濟發(fā)展，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響具有非線性特征。空間維度上，基于分樣本的研究表明：城鎮(zhèn)化對我國不同地區(qū)經(jīng)濟增長的影響不同，呈現(xiàn)中部最強、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，我國經(jīng)濟迎來重大轉(zhuǎn)型，在投資與外需不振的情況下，急需尋找新的增長動力。城鎮(zhèn)化能有效擴大內(nèi)需、拉動增長，是經(jīng)濟發(fā)展的源動力，也是實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化、走向共同富裕的必然選擇。

[1]鄭鑫.城鎮(zhèn)化對中國經(jīng)濟增長的貢獻及其實現(xiàn)途徑[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2014，(6)：4～15.

[2]喻開志，黃楚蘅，喻繼銀.城鎮(zhèn)化對中國經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)分析[J].財經(jīng)科學(xué)，2014，(7)：52～60.

[3]楊浩昌.中國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響及其區(qū)域差異——基于省級面板數(shù)據(jù)的分析[J].城市問題，2016，(1)：58～91.

[4]謝治春.生活質(zhì)量提高、城鎮(zhèn)化推進與經(jīng)濟增長——基于1960～2011年9國面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].上海經(jīng)濟研究，2014，(7)：14～21.

[5]孫祁祥，王向楠，韓文龍.城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長作用的再審視——基于經(jīng)濟學(xué)文獻的分析[J].經(jīng)濟學(xué)動態(tài)，2013，（11）：20～28.

F291.1

A

1006-169X（2017）04-0047-06

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