經濟轉型視角下城鎮化與經濟增長互動關系研究

摘要：文章通過引入一個多維市場化指數作為衡量經濟體制轉型的制度變量，將經濟體制市場化轉型、城鎮化與經濟增長納入一個系統進行研究，在理論機制分析基礎上，建立了一個包含經濟體制市場化轉型、城鎮化與經濟增長的聯立方程模型，研究經濟轉型背景下城鎮化與經濟增長的互動關系?；?000-2012年的中國省級面板數據的實證結果表明，中國經濟體制的市場化轉型有效地推動了城鎮化和經濟增長；城鎮化對經濟增長有顯著的促進作用；經濟增長對城鎮化的影響呈現出一種倒U形的曲線關系，并不是目前諸多文獻認為的簡單正相關關系。因此，保持合理的經濟發展速度能夠更好地推動城鎮化平穩健康發展。

關鍵詞：市場化進程；城鎮化；經濟增長；經濟轉型；聯立方程

中圖分類號：F2911文獻標志碼：A文章編號：

10085831（2015）01000109

一、問題與文獻綜述

2008年的經濟危機浪潮尚未退去，國際經濟形勢仍然堪憂，隨著人民幣匯率的上升以及勞動力成本的上漲，加之人口紅利逐漸減弱，以出口為導向的中國經濟正面臨嚴峻的挑戰，一直以來以投資為主導的中國經濟增長已經出現了一些不可持續的現象，產能過剩和投資效率低下等問題日益突顯。面對“保增長”的嚴峻形勢，拉動經濟增長的“三駕馬車”中出口和投資已經顯得乏善可陳，這使得政府和公眾的注意力就轉移到第三駕馬車“消費”之上，鑒于國際需求的疲軟表現，拉動內需就顯得迫切而重要。

隨著新型城鎮化道路戰略的提出，中國的城鎮化進程將會釋放巨大的消費潛力，城鎮化是解決農業和農民問題的重要途徑和方法，是推動區域經濟協調發展的有力支撐。城鎮化絕不僅僅是指人口的城鎮化，其背后是經濟社會體制的深刻變革，是人們生產和生活方式的巨大轉變。研究中國的城鎮化離不開特定的經濟體制變革背景和經濟發展現狀，經濟體制市場化轉型作為一場深刻的制度變革過程，在過去30多年的改革開放進程中對國民經濟和社會發展產生了深遠的影響，隨之而來的幾個問題是：經濟體制的市場化轉型是否對城鎮化進程也起到了積極的推動作用？城鎮化作為拉動內需的重要途徑，是否已經成長為經濟增長的新引擎？經濟增長與城鎮化是否存在一種相互作用的機制，使得二者良性發展，相互促進？這些都是國家在推動新型城鎮化和統籌城鄉發展過程中需要厘清的問題，也是本文將要深入探討解答的問題。需要特別說明的是，在本文的后面部分所討論的市場化進程與經濟轉型語義上不存在嚴格的區別，屬于同一內涵。

城鎮化，又稱作“城市化”或者“都市化”，均是來源于英文“Urbanization”，二者有著相近的含義?！秶倚滦统擎偦巹潱?014-2020年）》[1]提出全面放開建制鎮和小城市落戶限制，有序放開城區人口50萬～100萬的城市落戶限制，合理放開城區人口100萬～300萬的大城市落戶限制，嚴格控制城區人口500萬以上的特大城市人口規模?？梢?，中國的城鎮化的重心將是推動中小城市和鎮的發展，所以，“城鎮化”和“城市化”雖僅有一字之差，但政府部門在制定政策時使用“城鎮化”一詞更加彰顯了當前中國的實際國情。

關于城鎮化的影響因素，國內學者做了大量的研究，例如，程必定[2]指出人口城鎮化的主要動力來自于工業化的發展以及由此引起的區域產業結構的變化。王國剛[3]指出城鎮化作為一場深刻的社會變革，需要多種經濟成分的共同發展、對外開放的新思路以及有效的金融改革等體制機制創新措施。戴永安[4]基于隨機前沿生產函數的方法測算了2001-2007年中國266個城市的城市化效率，并在此基礎上實證分析了人口因素、政府作用、基礎設施等八大因素對城市化效率的影響。蘇素等[5]將經濟增長對城鎮化的影響效應分為規模效應和結構效應兩個方面，研究結果表明，經濟增長能夠推動城鎮化的進程，但是這個過程會受到產業結構和城鄉收入差距的影響。江易華[6]利用中國1 826個縣域統計數據，通過因子分析法檢驗了可能影響城鎮化水平的14項指標。張麗琴、陳烈[7]以河北省為例，采用主成分回歸分析方法實證研究了新型城鎮化的影響因素，這些因素主要包括經濟發展、產業結構和制度因素等方面。

關于經濟增長與城鎮化關系的研究，國外學者從不同視角進行了探討，Henderson[8]利用跨國面板數據證實了城市化與經濟增長之間存在較強的相關性，但是并未從因果關系的角度探討二者之間的因果關聯。Luisito和Zou[9]建立了一個簡單的城市經濟模型，認為當城鎮化發展到一定程度以后，城鎮化通過促進人力資本發展進而推動經濟增展。Luisito和Duncan[10]假設生產率取決于人力資本，通過建立相關的理論模型指出城鎮化將是經濟持續增長的引擎。Bruckner[11]利用1960-2001年41個非洲國家的面板數據研究得出，城鎮化對經濟增長有顯著的推動作用。Blane[12]通過對印度尼西亞1960-2009年的時間序列數據研究發現，城市化與經濟增長之間存在正相關關系。國內學者方面，賀燦飛、梁進社[13]的研究認為市場化進程和城市化水平是影響中國區域經濟差異的重要因素。Chang和Brada[14]指出中國的城鎮化發展滯后于經濟增長的速度，加速城鎮化發展可以創造更多的就業機會并且帶動經濟的增長。鄭亞平[15]運用中國120個城市截面數據構建了城市化質量水平測度模型，研究結果認為城市經濟的持續增長和協調發展有賴于城市化的內在質量提升。吳福象、劉志彪[16]對長三角地區16個城市的實證研究認為，在長三角城市化群落中，城市化與經濟增長之間存在顯著的正相關關系。王家庭、賈晨蕊[17]利用空間滯后模型證實了中國城市化進程對區域經濟增長的影響存在空間差異性。曹裕等[18]通過對1987-2006年的省級面板數據協整檢驗，得出中國的城市化水平、城鄉收入差距和經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系。朱孔來[19]通過面板數據的單位根檢驗和協整分析，得出中國的城鎮化和經濟發展水平之間存在長期穩定的均衡關系。馬曉河[20]指出城鎮化可以在很大程度上創造消費需求，同時在供給層面也會促進產業結構調整與升級，城鎮化將是中國經濟增長新的源泉。

從現有文獻有關中國經濟體制改革，即經濟體制的市場化進程對于城鎮化的影響研究看，在研究方法上，現有研究大多停留在理論政策層面，缺乏實證研究的經驗支持；從研究廣度上看，少量文獻提及了政府的作用、對外開放以及非國有經濟的發展等因素，缺少關于市場化內涵的各個維度對于城鎮化影響機制的系統性闡述。因此，本文認為，改革開放30多年來，中國的經濟社會取得如此巨大的成就，經濟體制的市場化改革是不可或缺的重要因素，鑒于學術界對于市場化指數已有較為系統深入的研究，我們認為，可以從實證分析的角度系統地研究市場化進程對于城鎮化的貢獻程度。

在經濟增長這一變量的指標選擇上，現有研究大多選擇人均GDP作為研究對象，由于城鎮化采用的大多是常住人口常住人口是指在城市居住時間超過6個月的人口。統計口徑，而人均GDP則在2004年才開始使用常住人口計算， 2004年之前則一直采用的戶籍人口計算，采用戶籍人口計算就忽視了流動人口因素，從而導致統計誤差的產生。對于經濟較為發達的地區，因為沒有計入大量的外來人口，人均GDP被高估，而對于經濟欠發達的地區，由于未剔除外流人口，人均GDP會被低估。因此，為了保證數據準確性和可比性，本文選用GDP作為經濟總量的代理指標考察經濟增長與城鎮化二者的關系，GDP指標的內涵是指一個國家或地區一定時期內的最終產品和勞務價值，體現了一個地區常住人口的總產出，這與城鎮化的常住人口統計口徑相吻合。

在對經濟增長與城鎮化的關系研究方面，現有研究大都使用基于相關性分析的回歸分析、基于單位根和協整理論的時間序列模型分析等方法，通過對跨國或者分地區的截面數據、面板數據或者一個國家或地區的時間序列數據的計量經濟學建模估計，討論二者之間的相關性或者長期均衡關系的存在?；谏鲜龇治?，本文首先重點分析市場化進程對城鎮化的作用機制，在理論機制的分析基礎上建立一個聯立方程模型，將城鎮化與經濟增長納入一個經濟系統內定量討論二者的互動作用關系。

二、模型設定與數據處理

（一）理論機制

1.市場化對城鎮化的影響機制

關于各地區市場化進程的研究，國內較具代表性的是樊綱等做出的系統性闡述，樊綱等學者界定市場化的內涵主要包括政府與市場的關系、非國有經濟發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度、市場中介組織和法律制度環境五個方面。這一劃分標準有其合理性，本文認為市場化進程對城鎮化的影響主要包括以下幾個方面。

首先，非國有經濟的發展程度是衡量經濟體制市場化進程的一個重要標志，一個經濟體的健康持續發展需要多種形式經濟的協調發展，完善的市場經濟體制能夠在促進要素流動、優化資源配置方面發揮重要作用。國有經濟大多集中在城市，在解決農村剩余勞動力方面起到了一定的作用，但城鎮化發展的過程也離不開大量鄉鎮民營企業的發展，這些企業使農民從農田里走出去，尤其在實現人口的就近城鎮化方面功不可沒，這些民營鄉鎮企業解決了農村大量勞動力的安置問題，使城鎮化進程變得現實可行。王小魯指出在改革開放后的20多年里，中國有超過1億的農村勞動力從農業部門轉移到鄉鎮企業，鄉鎮企業在改善資源配置、推動城市化進程和經濟增長方面起到了重要作用。

其次，一個地區的對外開放程度也是推動城鎮化的重要因素，這主要是由于外資引入豐富了當地的要素市場，吸引了更多的農村勞動力，這些農民工長期居住在城市，參與城市的建設，是城市化進程中不可或缺的一部分。

第三，對于政府與市場的關系，政府是市場規則的制定者，是體制機制創新的頂層設計者，在城鎮化進程的道路上起到了統籌全局的作用?！秶倚滦统擎偦巹潱?014-2020年）》指出需要正確處理政府和市場關系，堅持使市場在資源配置中起決定性作用，更好發揮政府作用，切實履行政府制定規劃政策、提供公共服務和營造制度環境的重要職責，使城鎮化成為市場主導、自然發展的過程，成為政府引導、科學發展的過程。由此可見，政府與市場關系的演變將會深刻影響中國城鎮化道路的走向。

最后，金融的發展也是市場化的重要范疇之一，它更好地推動了資金的市場化流向，盤活了實體經濟。我們認為金融業的發展是通過間接效應拉動了城鎮化的進程。另外，新型城鎮化面臨巨大的資金缺口，金融業的市場化進程無疑也能更好地為城鎮化提供融資支持。

2.經濟增長與城鎮化的互動機制

程必定指出經濟增長主要通過產業結構多元化、區域經濟中心的發展、財富積累等方面影響城鎮化，同時，人口城鎮化也會對經濟增長產生重要作用，如強化區域經濟發展中心的地位，優化區域經濟中心的地域空間分布和群體組合效應。關于城鎮化對經濟增長的影響機制，吳福象、劉志彪在研究長三角地區城市化群落對經濟增長的驅動機制時，認為這種機制主要表現為兩種形式，一是通過要素的自由流動聚集，提高城市群的創新動力來促進經濟增長；二是政府通過加大固定資產投資和基礎設施建設，降低企業間的運輸成本，強化企業間的聯系，最終促進經濟增長。

關于經濟增長影響城鎮化發展進程的傳導機制，我們認為，在經濟發展初期，經濟增長對人力資本的依賴性很高，城市帶來的產業集聚效應會引領人口快速向城鎮聚集，城鎮化水平會不斷提升；在經歷短暫的平穩期后，隨著時間的推移，經濟增長更多地依靠科技進步的帶動，對人力資本的依賴性逐漸減弱，人口向城鎮遷移的趨勢會減緩，與此同時，隨著城鄉基本公共服務均等化的開展，農村和小城市的吸引力會逐步加大，比如環境質量和生活空間的優勢等，都可能導致“逆城鎮化”現象的發生，也即大城市的人口會向小城市或者農村轉移。這種現象一定程度上類似于Kuznets在研究收入差距與經濟增長時提出的倒U形結論。

因此，本文提出如下假設：在經濟發展的初級階段，經濟增長能夠促進城鎮化進程，隨著經濟發展水平的提高，經濟增長對城鎮化的促進作用會逐漸減弱，甚至會轉變為抑制作用，從長期看，經濟增長對城鎮化的影響將呈現倒U形。在本文后面部分的實證研究當中，我們將通過建立聯立方程模型驗證這一假設在中國經濟轉型的實踐中是否成立。

關于城鎮化的其他影響因素，本文重點考察了產業結構、基礎設施建設以及城鄉收入差距這三個因素的影響，這主要考慮到第二產業的發展與城鎮化進程密切相關。改革開放以來，人口城鎮化的速度遠遠落后于土地城鎮化和工業化的速度，對于這一點，我們認為工業化的優先發展會帶動城鎮化的后續開展；交通基礎設施的建設為城鎮化的開展提供了硬件保障，尤其對于中小城市和小城鎮的城鎮化進程會起到良性的引導作用；城鄉收入差距是體現一個社會公平程度的重要指標，努力提高農民收入，將這一差距控制在合理范圍內將有利于推進城鎮化，有利于改變原有城鄉二元格局，真正實現城鄉一體化。

在影響經濟增長的其他因素上，資本和勞動力仍然是我們優先考慮的因素，另外，我們還將考慮市場化與城鎮化這兩大社會變革對經濟增長的影響。關于市場化在促進經濟增長的貢獻方面，現有研究，如徐現祥和李郇、康繼軍等、樊綱等都證實了中國經濟體制的市場化改革對經濟增長起到了重要作用。

通過以上理論機制的論述，我們認為，城鎮化與經濟增長之間的互動機制可以由圖1表出。我們使用聯立方程組來刻畫城鎮化與經濟增長這一較為復雜的經濟體系，在模型中我們將經濟增長的二次項引入到城鎮化方程當中以驗證前文倒U形假設是否成立。建立聯立方程組模型如下：

（2）圖1城鎮化與經濟增長互動作用機制圖

其中，下標i代表地區（省份），t代表時間（年份），變量URB代表城鎮化水平，WMI代表市場化進程，IS代表產業結構，GAP表示城鄉收入差距，TRAN表示交通基礎設施，Y表示經濟發展水平（GDP），K表示資本存量，L表示勞動力。按照經濟增長文獻相關變量的傳統處理方法，模型中Y、K、L取自然對數值，其余比值型變量使用原值。

（二）變量選取和數據處理

1.城鎮化（URB）

本文采用城鎮人口占地區總人口的比重表示。首先需要界定的是城鎮人口的定義，改革開放以來，市鎮的設置標準及城鎮人口的統計口徑都發生了幾次變化，這直接影響著中國城鎮化水平的測度結果?，F有的城鎮人口定義是指居住在城鎮范圍內的全部常住人口，該定義包括了大量進城務工的農民工人口數 根據國家統計局的數據，這一數字在2013年已經超過了2.6億。

。根據2012年的數據，按常住人口計算的中國的城鎮化率達到了52.6%，而按戶籍人口計算的城鎮化率僅有35.3%，二者相差17.3個百分點。從福利經濟學的角度看，這些進城農民工并沒有享受到城鎮居民應有的社會保障、醫療和教育等基本公共服務，因此，按常住人口計算的城鎮化率并不能反映城鎮化的質量。就本文的研究視角而言，這些非城鎮戶籍的人口是經濟發展過程中不可或缺的部分，他們積極參與了城市經濟的建設，對經濟發展的貢獻不可忽視。因此，本文認為采用按常住人口計算的城鎮化率這一指標更加符合研究城鎮化與經濟增長互動關系的需要。由于2000年第五次人口普查與第三次和第四次的人口普查在城鎮人口的統計口徑上存在較大差距，不同統計口徑的城鎮人口數缺乏可比性，此外，基于第五次人口普查時所采用的城鎮化率統計口徑考慮了人口密度的因素，與國際標準接軌，統計口徑相對科學。所以，為了保持數據準確性和可比性，本文僅就2000年以來第五次人口普查時的城鎮化率變化情況進行了研究。

2.城鄉居民收入差距（GAP）

現有研究多使用城鄉收入比、基尼系數、泰爾指數等指標測度城鄉居民的收入差距。為便于和現有研究結果比較以及考慮到數據的可得性，本文仍采用目前普遍使用的城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均收入的比值來測度城鄉收入差距。

3.產業結構（IS）

采用各地區第二產業產值占三次產業總產值的比重衡量。

4.基礎設施建設（TRAN）

本文采用公路建設情況作為代理變量，具體用每萬人擁有的公路里程數表示。

5.市場化進程（WMI）

關于中國各地區市場化相對進程的研究，最有影響力的是樊綱等構造的市場化指數（以下簡稱樊綱指數）。樊綱指數的優勢在于指標體系比較全面，較好地刻畫了中國各地區的市場化相對進程，但是也存在一些不足之處，最大的問題在于部分調查指標未能逐年更新，并且指數樣本期較短（1997-2009），2010年以后的數據無法獲得，因此不能完全滿足研究需要。

本文以樊綱指數為基礎，借鑒汪鋒等構造的市場化指數，該指數涵蓋4個一級分指標，9個二級分指標

這9個二級分指標分別是非國有經濟在工業總產值中的比重、非國有經濟在全社會固定資產投資中的比重、非國有經濟在消費品零售總額中的比重和非國有經濟就業人數占城鎮從業人員數的比重、進出口貿易額占經濟總量的比重、外商直接投資占經濟總量的比重、地方政府財政支出減掉教育開支占經濟總量的比重、金融機構存款余額占經濟總量的比重、金融機構貸款余額占經濟總量的比重。，包括非國有經濟發展、對外開放、政府和市場的關系、金融發展四大方面。雖然該指數在指標完備方面較樊綱指數有所欠缺，但是基礎數據來源較為可靠，沒有大量使用調查數據，研究者可以自行逐年更新，樣本期能夠涵蓋從1978年改革開放以來的整個中國經濟轉型進程，比較適合本文的研究需要。因此，本文使用汪鋒的市場化相對指數衡量市場化進程，使用樊綱指數作為穩健性檢驗的替代變量。

另外，我們還對原有的數據作了修訂和完善，對于重慶直轄以前缺失的數據，按照《重慶歷史統計資料1949-1996》上公布的數據進行了補充。對補充完善后的各分指標重新進行標準化評分和主成分分析，最終得到1978-2012年的市場化進程總指數，根據研究需要，本文使用了2000-2012年時間段的數據。

6.資本（K）

關于中國資本存量的計算，現有的文獻大都基于Goldsmith于1951年開創的永續盤存法（IPM），資本存量的計算基期一般都較早，這樣可以保證后面年份受到基期資本存量影響較小。由于重慶在1997年才開始直轄，現有文獻對重慶資本存量的計算主要有兩種處理方法：一是與四川省合并計算，二是通過估算重慶相關的投資數據計算。我們認為第一種方法已經不能滿足當前研究區域經濟發展的需要，而第二種方法的準確性不夠。本文通過數據的深度挖掘，基于單豪杰的方法對重慶和四川的資本存量進行了分開計算，并對各地區的數據進行了補充。具體做法如下。

首先，對于1952-1996年重慶的固定資本形成總額，用《中國國內生產總值核算-歷史資料 1952-1995》中公布的“老四川”（含重慶在內）數據減去《新中國60年統計資料匯編》中公布的“新四川”（不含重慶在內）數據得到，對于1996年后的固定資本形成總額數據，可以從相關年份的《重慶統計年鑒》得到。其次，對于1952-1996年重慶的投資價格指數，我們采用與“老四川”相同的固定資本形成總額指數，對于1997年以后的投資價格指數，我們采用相應年份《重慶統計年鑒》中的固定資產投資價格指數，在此基礎上，我們計算出了以1952年為基期的投資平減指數。為保持與其他變量基期的一致性，我們選用2000年為基期對資本存量進行了再計算，限于篇幅，本文只列出了1999年以來重慶和四川的資本存量。

表11999-2012年重慶市、四川省資本存量表（單位：億元）（以2000年為基期）

1999200020012002200320042005

重慶2 534.46 2 890.11 3 327.65 3 880.65 4 647.14 5 552.50 6 602.57

四川5 651.09 6 381.42 7 234.97 8 225.49 9 410.04 10 702.32 12 278.17

2006200720082009201020112012

重慶7 751.09 9 049.19 10 779.93 12 397.37 14 342.91 16 697.26 19 097.10

四川14 284.05 16 734.68 19 593.14 22 859.67 26 660.00 30 932.32 35 598.77

7.勞動力

由于統計年鑒公布的一般為就業人數的年末數，考慮到當年就業人數的波動性，我們采用各地區年初就業人數與年末就業人數的均值作為當年勞動力的衡量指標，這樣處理的目的是為了盡量減少誤差，得到與當年實際就業人數更加相近的數值。

8.GDP

為消除物價因素的影響，本文以2000年為基期，采用GDP平減指數對2000年以后各地區名義GDP進行平減，得到以2000年為基期的各地區GDP實際數據。

基礎數據來源于相關年份的《中國統計年鑒》、《新中國六十年統計資料匯編》、各地區統計年鑒、Wind數據庫等，對于個別數據的缺失，采用插值法補全。鑒于西藏數據缺失較多，所以本文的研究對象為中國內陸除西藏以外的30個省、直轄市和自治區。

三、實證結果分析

（一）聯立方程的識別和聯立性檢驗

首先，從聯立方程的階條件和秩條件可以判斷，方程（1）和（2）都是可以識別的；其次，關于聯立性的檢驗，目前采用較多的是Hausman設定的誤差檢驗方法，其檢驗的本質是檢驗一個內生解釋變量是否與誤差項相關，若它們之間存在顯著的相關關系，則方程存在聯立性。本文的具體做法是：將方程（1）的被解釋變量URB對所有前定變量進行簡單回歸，得到方差εi，t，然后將方程（2）的被解釋變量lnY對WMI、URB、lnK、lnL和εi，t作簡單回歸，得到結果如下：

（二）聯立方程的估計方法選擇與實證結果分析

本文選用3SLS方法對聯立方程組進行參數估計。3SLS是一種系統估計方法，考慮到了聯立方程組各方程間的聯系，并且能有效克服擾動項之間的相關性。在估計方程時需要設置相應的工具變量，設置的原則是選用所有的先決變量（包括外生變量和內生滯后變量）都作為工具變量。

表2給出了聯立方程的估計結果，從實證分析結果看，經濟增長的一次項對城鎮化的影響系數為正，而二次項對城鎮化的影響系數為負，對城鎮化的影響呈現出一種倒U形的趨勢，這印證了前文對經濟增長與城鎮化關系的倒U形假設。事實上該結論已經在美國等一些發達國家得到驗證，20世紀60年代，美國爆發了“城市危機”，大城市暴露了一系列問題，如能源危機、環境問題和人口過度聚集等，許多市民為了擺脫大城市的一系列困擾，遷往小型城鎮或者鄉村生活，這種“逆城市化”滿足了中產階級的理想居住要求。

市場化進程對城鎮化的推動作用顯著，實證結果顯示，市場化指數每提高1個百分點，就能使城鎮化率大約提高2.559個百分點；工業化的帶動作用同樣不可小覷，第二產業比重每提高1個百分點，能夠使城鎮化率大約提高0.313個百分點；公路交通基礎設施的建設對城鎮化的影響系數為0.262，同樣對城鎮化的開展有正面的促進作用。值得關注度的是，城鄉收入差距對城鎮化的影響系數為-2.305，該結果意味著城鄉收入差距的擴大會阻礙城鎮化的開展。我們認為，歷經30多年的改革開放，隨著中國經濟的高速增長，在追求效率的同時喪失了部分公平，財富過度集中，城鄉收入差距也逐步擴大，不僅使城鎮化動力不足，還會引起一系列潛在的社會問題。國外學者早有研究指出，片面追求效率優先的快速經濟增長具有不穩定作用，本文的實證結果進一步證實了該命題，在進行進一步改革開放的制度設計時必須加以認真對待，妥善處理好經濟增長和穩定發展的問題。

在經濟增長的方程當中，資本和勞動力對經濟增長的產出彈性分別是0.613和0.479，仍然是影響經濟增長的重要因素，尤其是資本的投入對經濟增長的作用至關重要。市場化對經濟增長的影響系數為0.009，對經濟增長起到了積極的推動作用，這一點我們與經濟增長相關理論以及現有的實證研究，如樊綱等的結論類似，這也印證了中國過去的經濟體制改革卓有成效。城鎮化對經濟增長的影響系數為0.013，對于經濟增長的作用也開始顯現出來，這與國家大力推動城鎮化進程，將城鎮化作為經濟增長的新引擎的政策目標是相一致的。

四、穩健性檢驗

為保證結果的可靠性，本文從以下兩個方面對實證結果進行穩健性檢驗以保證結果的可靠性（具體檢驗結果見表2，樊綱指數用FMI表示）。

其一，我們對估計方法進行了再檢驗，這里選用GMM估計方法作為穩健性檢驗的方法，理由是它可以克服隨機誤差項的異方差和序列相關，是一種有效的估計方法。從GMM估計的結果看，除了回歸系數有所差別外，基本結論與3SLS方法類似。其二，鑒于上文提到了樊綱指數的一些優勢和不足，本文沒有將其作為重要解釋變量引入聯立方程體系當中，但是不妨礙我們使用樊綱指數作為穩健性檢驗的替代變量。為了保持與本文市場化指數評分的一致性，我們對樊綱市場化指數改為百分制表示，從穩健性檢驗的結果看，除個別系數顯著性及系數大小發生改變外，城鎮化對經濟增長的促進作用以及經濟增長對城鎮化呈現的倒U形影響趨勢這一基本結論也未發生改變。

五、結論及政策性建議

本文從市場化進程的多個維度對市場化推進城鎮化的作用機制進行了闡述，系統探討了中國經濟轉型背景下城鎮化與經濟增長的互動作用關系。本文通過建立聯立方程模型，將市場化、城鎮化與經濟增長納入到一個經濟系統進行研究，通過實證結果的分析可以看出，經濟體制的市場化轉型這一深刻的制度變革過程在推動城鎮化進程與經濟增長方面都起到了積極的促進作用；城鎮化對經濟增長的推動作用也逐漸顯現；經濟增長對城鎮化的影響呈現出一種倒U形的趨勢，這表明保持適度的經濟增長對于城鎮化的開展尤為重要。

雖然本文的實證研究沒有涉及城鎮化的質量以及經濟增長質量的論述，但是，從相關結論看，仍然蘊含豐富的政策性含義。

首先，城鎮化的開展不僅僅是人口的城鎮化，更多的應該是農民職業的轉變以及由此引起的生產方式和生活方式的轉變，政府應該統籌城鄉發展，努力實現城鄉基本公共服務均等化，加大社會保障力度和“三農”建設投入，提高農民的勞務收入和財產性收入，努力縮小城鄉收入差距的同時有利于推動城鎮化進程。其次，經濟增長與城鎮化之間的倒U形曲線關系以及發達國家出現過的“逆城市化”現象帶給我們更多的是對城鎮化模式的思考，如何避免中國城鎮化過程中出現的一系列負面問題，將是國家新型城鎮化政策需要重點面對和解決的難題。最后，從城鎮化與經濟增長的互動關系可以看出，保持一個合理的經濟增長勢頭將有利于推動城鎮化健康長效發展，政府在制定政策時應將更多的注意力放在經濟增長的質量和結構轉型上；同樣，也需要保持一個合理的城鎮化發展速度，抓住中國特色新型城鎮化道路“以人為本”的核心理念，把更多的注意力放在提升城鎮化發展的質量上來，從而推動經濟平穩高質發展，最終在城鎮化與經濟增長之間形成一種良性雙向反饋機制。

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Research on Interaction between Urbanization and Economy Growth from the View of Economy Transformation

KANG Jijun， WU Peng， FU Yunying

（School of Economics and Business Administration， Chongqing University， Chongqing 400044， P. R. China）

Abstract： By introducing a multidimensional marketization index as a variable of economic transformation process， the paper aims to study the interaction between marketization， urbanization and economic growth， which means that the two great reform process： marketization， urbanization， and economy growth are combined in one economic system. A simultaneous equation model is built， which contains the three elements above based on the theory of mechanism analysis. With use of the panel data of all provinces in China from 2000 to 2012， the empirical results show that China’s marketization plays significant roles in urbanization and economic growth. Urbanization has obviously driven the economic growth； while the effect of economic growth on urbanization presents an inverted ushaped curve relationship. Therefore， a reasonable rate of economic growth can better promote the stable and healthy development of urbanization.

Key words： marketization； urbanization； economy growth； simultaneous equation

（責任編輯傅旭東）