市場化進程對我國城鎮化水平影響研究

韓秀麗 ，張莉琴

（1.中國農業大學 經濟管理學院，北京100083；2.寧夏大學，銀川 750021）

0 引言

我國大規模發展城鎮化是發生在經濟轉軌時期，市場化作為一種從計劃經濟向市場經濟過渡的體制改革，不是簡單的幾項規章制度的變化，而是一系列經濟、社會、法律制度的變革，或者說是一系列的大規模制度變遷。而這種制度環境變遷作為城鎮化發展的背景，其意義十分重要。全面反映這一體制轉軌過程的影響，能更真實地揭示我國大規模城鎮化的深層次原因。但是，現有的研究尚未將市場化改革這一因素納入城鎮化研究框架中，也鮮有研究對市場化程度與城鎮化進程關系進行定量分析，同時較少有研究找出市場化影響城鎮化發展的效應和強度。因此研究體制轉軌過程中市場化進程與城鎮化之間的關系及其對城鎮化的影響具有較強的實際意義。本文研究擬回答兩個問題：市場化進程對城鎮化的影響究竟如何?在市場化進程中各種影響因素對城鎮化影響作用到底是怎樣的？

1 實證模型和變量說明

1.1 實證模型

考慮到我國城鎮化所處的經濟體制轉軌背景，將市場化因素納入到我國城鎮化影響因素的回歸方程中。我國城鎮化滿足如下長期均衡關系：

在該方程中,urban表示城鎮化率,用來反映城鎮化水平，以城鎮人口占總人口的比重進行衡量；下標i表示第i個省,下標t表示第t年,j=1,2,3,4；φi和εi,t是非觀測的省級固定效應與隨機誤差項。整個樣本包括了除重慶和西藏（這兩個地區數據不全）以外的29個省、直轄市和自治區。

Market：表示市場化程度，包括五個指標：政府分配經濟資源的程度（Mar1）、非國有經濟的發展（Mar2）、產品市場的發育（Mar3）、要素市場的發育（Mar4）、中介組織及法律市場的發育（Mar5）。

D包括了一系列在計量分析中控制的其他變量，而γj是這些變量的系數，這些變量包括：

Gdp：表示人均GDP。

Ind：表示非農產業產值比重，即第二、三產業增加值占國內生產總值的比重。

Inc：表示城鄉居民收入之比，即城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比。

Fiscalexp：表示財政支出占GDP的比重。

其中,β反映市場化程度對城鎮化產生的影響；γ1、γ2、γ3、γ4分別反映經濟發展水平、產業結構、城鄉收入差距以及財政支出比重對城鎮化產生的影響。

考慮到當前的城鎮化水平可能會依賴其過去水平和經濟發展狀況，我們在方程（1）基礎上通過引入因變量的滯后項構建一個動態面板模型，并將市場化程度指數細分以后，可得下列均衡關系式：

其中，α反映上期城鎮化率對城鎮化產生的影響，其他指標含義與式（1）相同。

另外，由于對各時間序列取對數后不影響變量之間的關系，而且對時間序列取對數后可以避免模型的異方差。因此，在運用以上變量進行估計時，所有變量均取了自然對數，因此變量前的估計系數也可以看作是彈性系數。

1.2 變量說明

（1）城鎮化率。關于城鎮化水平的測量指標主要有人口比重指標法、城鎮土地利用比重指標法、調整系數法、農村城鎮化指標體系法和現代城市化指標體系法5種，但是后4種方法在操作層面和數據的可獲得性上存在一定困難，現有研究以及國際上通行的做法都是采用人口比重指標法，因此，本文參照傳統方法，以城鎮人口占總人口的比重來衡量城鎮化率。由于存在統計口徑調查引起的異常變化，通常我們用在城鎮居住6個月及以上的常住人口來衡量城鎮人口。

（2）市場化程度。定量研究我國市場化程度的學者眾多，具有權威性和連續性的主要有樊綱等著的《中國市場化指數：各地區市場化相對進程報告》和李曉西的《中國市場經濟發展報告(系列)》。二者評價市場化程度的指標體系均涵蓋了五個方面：政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發育、要素市場的發育及市場中介組織及法律市場的發育，比較全面地反應了我國市場化改革對經濟、社會的影響。市場化指數測算的具體方法是通過運用主成份分析法將多個單項指標按照能最大程度反映原指標信息的原則合成五個方面指數，最后由這五個方面指數按照一定權重再合成總指數，來反映市場化的相對程度。市場化指數將制度變量從眾多經濟因素中分離出來獨立研究，并給予量化，可以定量的獨立考察制度變量因素的經濟意義。

本文借鑒了樊綱的市場化指標體系，用市場化相對指數來反映中國市場化程度。鑒于政府作用與市場作用是對立關系，即政府分配經濟資源程度高則市場分配經濟資源程度就低，反之亦然。在本文中以政府分配經濟資源程度指標來代替政府與市場的關系這一指標，即本文反映市場化程度的各分項指標包括：政府分配經濟資源的程度、非國有經濟的發展、產品市場的發育、要素市場的發育及中介組織及法律市場的發育。其中：政府分配經濟資源的程度提高表現為市場分配經濟資源程度下降、提高農民稅費負擔、增加政府對企業干預、提高企業稅外負擔和擴大政府規模；非國有經濟的發展包括非國有經濟占工業銷售收入比重、占固定資產總投資比重、占城鎮總就業人數比重；產品市場的發育包括價格市場決定程度和減少商品地方保護；要素市場的發育包括金融市場化程度、引進外資程度、勞動力流動性和技術成果市場化；中介組織及法律市場的發育包括中介市場發育度、對生產者合法權益保護、知識產權保護和消費者權益保護。本文預期市場化程度的提高有助于促進城鎮化進程。

（3）人均GDP。經濟增長能引起城鎮聚集、規模擴大和城鎮化水平提高，經濟增長必然帶來城鎮化水平的提高，城鎮化反過來對經濟增長也有明顯的推動作用。目前國內生產總值、人均GDP、人均收入等指標皆可反映經濟增長，考慮到人均GDP剔除了人口規模的影響，本文選擇人均GDP作為衡量經濟增長的指標。在計算人均值之前，先將GDP經過GDP平減指數核算，消除了通脹因素的影響。本文預期人均GDP對城鎮化水平提高具有促進作用。

表1 各變量的描述性統計特征（樣本數377）

（4）非農產業產值比重。產業結構反映了經濟發展的水平與質量，同時也對城鎮化進程產生一定的影響。產業發展是城鎮化發展的基礎，工業和服務業的發展不僅為社會提供豐富的物質產品、精神產品和就業機會，而且還改善著人們的消費習慣和消費結構，影響人們對城鎮文明的接受速度。因此，加快二、三產業特別是服務業的發展有利于推動城鎮化進程。本文采用非農產業產值比重來衡量產業結構，其對城鎮化率的提高有促進作用。

（5）城鄉居民收入之比。城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均純收入反映城鄉居民真正的生活水平，采用這兩個變量的絕對值之比來代表城鄉收入差距。用城鄉居民收入比（農村居民=1）作為度量城鄉收入差距的指標，計算公式為：城鄉居民人均收入比=城鎮居民人均可支配收入/農村居民人均純收入。在計算比率之前，先用各地區的城鄉居民消費價格指數（CPI）對收入數據進行了消漲。根據“推—拉”理論和傳統的勞動力流動理論，將城鄉居民收入差距視作農民向城市遷移的內在動力,從而城鄉收入差距對城鎮化有促進作用。但是，鑒于中國國情，現階段城鄉收入差距也可以看成是城鄉二元經濟制度因素造成的后果，是城鄉分割的一種表現，城鄉差距擴大也有可能不利于城鎮化進程的推進。因此，此變量對城鎮化的預期影響不確定。

（6）財政支出占GDP的比重。由于政府財政支出中很大一部分用于水利、道路、鐵路以及城市基礎設施建設，這些都為城鎮化建設提供了硬件支持，本文采用財政支出占GDP的比重來衡量各級政府財政對城鎮化發展的支持力度。本文預期其對城鎮化水平提高起促進作用。

1.3 數據來源及描述性統計

本文采用中國1997～2009年的省級面板數據，共計包括13個序列，29個截面，377個樣本點。城鎮化率的數據來源于歷年的《中國人口和就業統計年鑒》、《新中國60年統計資料匯編》及各省統計年鑒；描述市場化程度指標（1997～2009年）的數據來源于《中國市場化指數：各地區市場化相對進程報告(2000、2004、2006、2009、2011)》（樊綱，王小魯等著）；其他所有經濟變量指標數據均來自于歷年的《中國統計年鑒》。各變量的描述性統計結果如表1所示。

1.4 計量方法

在回歸方程（2）中，由于被解釋變量滯后項（Urbant-1）與固定效應φi存在相關性，此時，使用傳統估計方法進行估計時將產生參數估計的有偏性和非一致性。一般地，固定效應的存在使得被解釋變量滯后項系數的OLS估計量會存在向上偏誤（Hisao,1986）；而在時間較短的面板中，固定效應估計則會產生一個嚴重向下偏誤的估計量（Bond,2002）。因此，一致估計量會處在OLS估計量和固定效應估計量之間。此外，有些控制變量與被解釋變量也可能存在潛在的內生性。為了解決以上計量問題，Arellano and Bond（1991）通過一階差分變換消除個體效應，并用滯后變量作為差分方程中相應變量的工具變量，即差分GMM方法。具體步驟如下：

為了消除特定地區效應，對（2）式進行一次差分，即：

其中，ΔUrbani,t-1=Urbani,t-1-Urbani,t-2，Δεi,t=εi,t-εi,t-1，因為Urbani,t-1與εi,t-1相關，所以ΔUrbani,t-1為內生變量。

從式（3）可以看出，雖然消除了不隨時間變化的特定地區效應，但卻包含了被解釋變量的滯后項ΔUrbani,t-1。為了克服所有解釋變量的內生性問題(考慮到控制變量對城鎮化率的影響會存在滯后效應)以及新的殘差項Δεi,t與滯后的被解釋變量ΔUrbani,t-1之間的相關性，需采用工具變量來進行估計。為此，使用所有可能的滯后變量作為差分方程相應變量的工具變量，進行GMM估計。但是差分GMM估計方法的缺陷在于,它會導致一部分樣本信息的損失,并且當解釋變量在時間上的連續性較強時，利用差分GMM方法估計就會存在嚴重的弱工具變量問題。因此，為獲取各解釋變量系數的一致性估計，Arellano and Bover（1995）和 Blundell and Bond（1998）通過建立系統GMM方法對差分GMM估計方法進行了改進，即將差分方程與原始水平方程納入同一系統進行估計。本文運用系統GMM方法將差分方程（式（3））和水平方程（式（2））統一納入一個系統進行估計，即對一階自回歸模型（4）進行估計，在一階差分方程的基礎上引入原始水平方程，構成一個方程系統，并將水平變量作為其一階差分滯后項的工具變量（由于筆者選取數據數量的有限性，為了降低過度擬合偏差的風險，采用解釋變量的一期滯后值作為解釋變量一階差分的工具變量）。這樣可以消除模擬的內生性問題，進而獲得回歸系數的一致性估計。

系統GMM估計由于利用了更多的樣本信息,在一般情況下比差分GMM估計更有效。但這種有效性有一個前提,即系統估計中新增工具變量是有效的。檢驗工具變量整體有效性的是Sargan統計量檢驗,其原假設是新增工具變量有效,如果不能拒絕原假設則表明系統估計方法是有效的。另外還需要檢驗殘差項是否存在序列相關。本文用一階差分轉換方程的一階、二階序列相關檢驗AR(1)和AR(2)來判斷殘差項是否序列相關。AR(1)、AR(2)檢驗的原假設均為不存在序列相關,如果拒絕AR(1)檢驗而接受AR(2)檢驗則可認為估計方程的殘差項不存在序列相關，說明模型設定是有效和合理的。

2 實證分析及結果解釋

面板數據是否平穩或是否具有相同的單整階數是面板數據進行回歸分析的重要前提，因此，本文首先對模型中所涉及的各變量進行單位根檢驗，本文使用LLC檢驗和IPS檢驗方法對面板數據進行檢驗，檢驗結果表明所有涉及到的變量均在10%的顯著性水平下通過檢驗，因此可以運用這些變量進行面板數據的回歸分析。此外運用KAO檢驗發現ADF統計量在5%的顯著性水平下均顯著，說明序列之間存在協整關系。下一步將用面板數據對動態方程進行回歸分析。另外，考慮到模擬的內生性問題，我們還采用動態GMM方法來進行實證檢驗，這里報告了混合OLS、固定效應、系統GMM估計的實證結果。

從表2的估計結果可以看出，利用系統GMM計量方法得到的回歸結果更為有效和合理。并且從表3的檢驗結果發現，差分后的殘差只存在一階序列相關而不存在二階序列相關,表明原模型的誤差項無序列相關性，從而證明模型是合理的。另外，Sargan檢驗表明模型工具變量的使用在整體上是有效的（p值大于0.1），這意味著不能拒絕用GMM估計的工具變量是有效的。在此本文只討論系統GMM計量方法得到的實證結果。

表2 不同計量方法下的回歸結果

在描述市場化進程的各分項指標中，市場中介組織及法律市場發育、要素市場發育、非國有經濟發展以及產品市場發育的回歸系數均為正值且在統計上均滿足1%的顯著性水平，但是各指標對城鎮化水平的影響強度不同。首先，市場中介組織及法律市場發育對城鎮化水平影響最強，從影響程度來看，當市場中介組織及法律市場發育程度每提高10%，城鎮化率就提高2.16%。這說明中介組織及法律發育程度、市場組織的服務條件、對生產者和勞動者合法權益的保護力度等都構成了良好的勞動力就業市場的環境，在一定程度上降低了勞動力進入城鎮工作的門檻，吸引更多農村勞動力進城工作。其次，要素市場發育程度對城鎮化水平的影響次之，要素市場發育程度每提高10%，其對城鎮化率的影響將提高1.84%。說明提高要素市場中金融市場化程度、引進外資程度和勞動力流動性均有利于推動城鎮化進程。再次，非國有經濟發展對城鎮化水平的影響位列第三，即非國有經濟的發展每提高10%，那么城鎮化率會上升0.96%。這是因為非國有經濟（企業）可為農村勞動力提供更多就業機會，使勞動力向城鎮轉移的拉力作用增強，從而能促進城鎮化的進程。最后，產品市場發育程度對城鎮化水平的影響位列第四，即產品市場發育程度每提高10%，則城鎮化率上升0.74%。這說明在產品市場中提升市場決定價格的程度以及減少商品地方保護力度等能在一定程度上加快城鎮化進程。此外，政府分配經濟資源程度的回歸系數為負值且在統計上滿足10%的顯著性水平。從影響強度與效果來看，提高政府分配經濟資源程度對城鎮化進程有一定的阻礙作用，即政府分配經濟資源程度每提高10%，其對城鎮化率的影響將降低0.89%。

表3 GMM估計的AR(1)、AR(2)檢驗以及Sargan檢驗

另外，在影響城鎮化水平的其他控制變量當中，非農產業產值比重和地方財政支出占GDP比重對城鎮化率的影響均顯著，其回歸系數為正值且在統計上均滿足1%的顯著性水平。這兩項指標中對城鎮化水平的影響強度最大的是非農產業產值比重，即非農產業產值比重每增加10%，城鎮化率將提高10.82%；其次為地方財政支出占GDP比重，該比重每增加10%，城鎮化率將提高2.05%。這里值得注意的是人均GDP對城鎮化進程具有正向效應，彈性系數為0.07244，但其回歸系數在統計上不顯著，說明其對城鎮化進程的影響效果不明顯，可能的原因是測算指標所考慮的問題不夠全面，由于該指標僅作為本研究的控制變量之一，在此不作過多討論。而城鄉居民人均收入之比對城鎮化水平的影響在10%的顯著水平上具有負向效應，即該指標每增加10%，城鎮化率將降低4.37%，可能是由于現階段城鄉收入差距是城鄉二元經濟制度因素造成的后果，說明城鄉差距擴大不利于城鎮化進程的推進。

3 結論

本文利用我國1997～2009年29個省的動態面板數據，考察了經濟轉軌時期——市場化改革過程中市場化程度與城鎮化進程的長期均衡關系后發現：第一，提高市場化程度對城鎮化進程有顯著的正向影響。在衡量市場化程度的各個分項指標中中介組織及法律市場發育、要素市場發育、非國有經濟發展以及產品市場發育這四個因素對城鎮化水平具有顯著的正向效應，且影響強度依次遞減。這說明市場化程度的提高對城鎮化進程有顯著推動作用。第二，市場分配經濟資源程度大小對城鎮化進程產生同向效應。由于政府分配經濟資源程度能從負面反應市場分配經濟資源狀況，政府分配經濟資源程度提高則市場分配經濟資源程度就會下降，因此，降低市場分配經濟資源的程度會對城鎮化進程產生一定的阻礙作用。第三，地方財政支出比重在提高城鎮化水平方面具有正向效應。在影響城鎮化進程的兩個顯著控制因素當中，非農產業產值比重的影響程度最大，其次為地方財政支出占GDP比重的影響，這說明現階段政府財政支出中很大一部分用于城市基礎設施建設，為城鎮化建設提供了硬件支持，對城鎮化進程產生一定正向效應，證明了各級政府在支配經濟資源能力方面發揮的重要作用。

由于測算市場化程度指標所考慮的問題不夠全面，并且可能有些因素未納入考慮的范圍，會導致分析市場化進程對城鎮化水平的影響不夠全面和準確。因此，全面分析影響城鎮化進程的因素將是今后進一步研究的方向。

[1]De Melo M,Denizer C,Gelb A,et al.Circumstance and Choice:The Role of Initial Conditions and Policies in Transition Economies[J].The World Bank Economic Review,2001,15(1).

[2]Falcetti E,Raiser M,Sanfey P.Defying the Odds:Initial Conditions,Reforms,and Growth in the First Decade of Transition[J].Journal of Comparative Economics,2002，30(2).

[3]Arellano M,Bond S.Some Tests of Specification for Panel Data:Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations[J].Review of Economic Studies,1991,58(2).

[4]夏春萍,劉文清.農業現代化與城鎮化、工業化協調關系的實證研究—基于VAR模型的計量分析[J].農業技術經濟,2012，(5).

[5]易善策.“雙重轉型”背景與中國特色城鎮化道路[J].濟南大學學報(社會科學版)，2008，(6).

[6]樊綱,王小魯.中國市場化指數:各地區市場化相對進程2009年報告[M].北京：經濟科學出版社,2010.

[7]樊綱,王小魯,朱恒鵬.中國市場化指數:各地區市場化相對進程2011年報告[M].北京：經濟科學出版社，2011.

[8]“城鎮化進程中農村勞動力轉移問題研究”課題組.城鎮化進程中農村勞動力轉移：戰略抉擇和政策思路[J].中國農村經濟,2011，(6).