開放經濟條件下城鎮化與減貧關系研究

閆鴻鸝

(1.東北財經大學 國際經濟貿易學院，遼寧 大連 116025；2.貴州大學 經濟學院，貴州 貴陽 550004)

一、引 言

改革開放40年來，中國實現了經濟的高速增長，1978—2017年，中國GDP按不變價計算增長34倍，年均增長9.5%[1]，中國經濟的持續高速增長帶動了貧困人口的減少[2]。1978年，中國還是世界上最貧困的國家之一，按照2010年不變價格計算，彼時中國人均GDP只有305美元，而到2018年，中國人均GDP已達9 608美元[1]，并跨入了世界銀行所定義的中高收入國家(upper-middle-incomegroup)行列。特別是黨的十八大以來，貧困人口從2012年的9 899萬人減少至2018年的1 660萬人，累計減少8 239萬人；貧困發生率由10.2%下降至1.7%，累計下降8.5%[3]，減貧事業取得了巨大成就。然而，中國的減貧形勢依然嚴峻，剩下的1 660萬貧困人口的減貧難度更大，雖然貧困的絕對人數在減少，但減貧難度遞增。目前，距離中央提出的“到2020年確保中國現行標準下的農村貧困人口實現脫貧”的目標還有不到兩年時間，減貧任務十分艱巨，如何繼續推進減貧事業，如期完成這一目標是當前經濟工作的重點，需要我們認真思考。

與此同時，對外開放和城鎮化是當前中國經濟發展的兩大引擎，“一帶一路”倡議和新型城鎮化建設為中國經濟發展注入了新的活力，減貧目標的完成離不開對外開放與城鎮化的助力，對外開放和城鎮化對減貧的作用不容忽視。改革開放以來，特別是2001年加入世貿組織以來，中國對外開放和城鎮化對減貧產生了顯著影響，突出表現為對外開放程度、城鎮化率和貧困發生率有驚人一致的變化，全國農村貧困發生率從2000年的49.8%下降到2018年的1.7%，降幅達到96.6%；城鎮化率由2000年的36.2%增長到2018年的59.6%，增幅達39.9%，而這一時期正好是中國加入WTO，對外開放程度逐漸加深，深度融入經濟全球化的關鍵時期，對外貿易額由2000年的4 743億美元，增長到2018年的4.6萬億美元，增長了8.7倍，吸引外商直接投資由2000年的407億美元，增長到2018年的1 350億美元，增長了2.3倍[1]。那么，對外開放程度加深、城鎮化率提高和中國城鎮和農村貧困人口減少究竟僅僅是因為時間上的巧合，還是三者之間存在一定的內在聯系，這是一個值得深入研究的問題。

二、理論分析與文獻綜述

(一)城鎮化對減貧的影響

從現有城鎮化與減貧關系的文獻來看，多數研究指出城鎮化發展對減貧具有正向影響。

1.城鎮化進程中的經濟增長與減貧

Lewis[4]指出城鎮化帶來的經濟增長可以改善就業和收入分配，從而減貧。城鎮化帶來的產業結構調整、產業轉移、產業集聚、農業現代化有力地推動了經濟發展，進一步推動了“三農”問題的解決，城鎮化能富農[5-6]。

2.城鎮化減貧的四種主要作用途徑

首先表現為城鎮化進程中的收入變化。Ahluwalia等[7]指出城鎮化使農村勞動力向城市轉移，這在減少農村勞動力供給的同時，使勞動生產率得以提升，使農村居民收入增加，進而減貧。其次表現為城鎮化進程中的就業變化。城鎮化帶來的產品需求，將促進企業發展，使企業的勞動力需求增長，為貧困人口創造更多的就業機會，達到減貧目的[8]。再次表現為城鎮化進程中的人口流動。Christiaensen和Todo[9]通過對發展中國家1980—2004年跨國數據的實證研究指出，與遷移到大城市相比，農村貧困人口遷移到中級城鎮所帶來的減貧效果更加有效。最后表現為城鎮化進程中的基礎設施建設和公共服務改善與減貧[10]。

3.城鎮化率與貧困發生率呈倒U型關系

Martinez-Vazquez等[11]指出城鎮化率和貧困發生率呈倒U型關系，即在城鎮化初期，其對減貧有積極作用，而后期城鎮化的減貧效果下降。事實上，中國已有城鎮化實踐也出現了一些因為過快過大城鎮化而帶來的“重短期輕長期”的城鎮建設問題，“盲目圈地、超前征地，征而不用，非法轉讓”的土地浪費現象，“村村冒煙，家家設廠”的分散企業布局，“離土不離鄉、進廠不進城”的二元戶籍制度等問題。

(二)對外開放對城鎮化的影響

1.對外貿易對城鎮化的影響

Moomaw和Shatter[12]指出對外貿易可以通過經濟增長、產業結構轉換、資本積累等多種途徑直接或間接地促進城鎮化發展。Huff和Angeles[13]指出經濟全球化和自由貿易的加強，深刻影響了世界各國的城鎮化方式及進程，尤其是在東南亞地區，邊境等貿易便利地區形成了許多大型的城市中心，全球化指數成為各國城鎮化的重要影響因素。然而，也有不少學者提出了不同的觀點，指出對外貿易對城鎮化發展也有負面作用。以墨西哥為例，在開放經濟條件下，企業生產環節有可能轉移到海外，這不利于勞動力和資本集聚以及城鎮化的發展。倪鵬飛等[14]指出不合理的出口結構，附加值較低的出口導向戰略，會導致貿易順差和城鎮化發展滯后同時存在的現象。

2.利用外資對城鎮化的影響

Anderson[15]指出發展中國家在城鎮化進程中會受到國內資源、政治、文化等因素的制約，而外商直接投資所來了的資金、技術等會消除和減弱障礙，推動發展中國家的城鎮化進程。蔡興等[16]也得到相似結論。然而，Friedmann[17]指出外商直接投資對城鎮化的作用受一國工業化和資本積累程度的制約，發展中國家由于工業化和資本積累程度不高，外商直接投資反而容易造成發展中國家城鎮化的滯后。孫浦陽和武力超[18]運用大推動模型研究發現外商直接投資與城鎮化呈倒U型關系。黃娟等[19]指出外商直接投資對城鎮化的作用受城市化綜合水平的制約，城市化綜合水平較低的地區，外商直接投資對城鎮化具有抑制作用。

(三)對外開放、城鎮化對減貧的影響

1.對外貿易、城鎮化對減貧的影響

將對外貿易、城鎮化與減貧放在一起研究的文獻較少。Draca[20]指出對外貿易與城鎮化在減貧方面互為影響。徐春祥和韓召龍[21]利用格蘭杰因果檢驗方法研究發現對外貿易、城鎮化與貧富差距存在長期均衡關系，但并未說明相互之間的影響機制。孫永強和巫和懋[22]運用二元經濟模型分析出口結構、城鎮化與城鄉貧富差距的作用機制。毛其淋[23]指出對外貿易帶來的高技能勞動力需求會加劇城鄉貧富差距，而城鎮化的發展會促進農村剩余勞動力轉移就業減貧。

2.利用外資、城鎮化對減貧的影響

將利用外資、城鎮化與減貧放在一起研究的文獻同樣較少。Chaudhuri和Banerjee[24]建立了三部門一般均衡模型，分析了進入發展中國家農業部門FDI的影響，指出FDI對農業部門的投資不僅促進了農村剩余勞動力轉移和城鎮化的發展，還推動了東道國整體福利水平提高，達到了減貧效果。武力超等[25]從企業角度考察了外資企業的發展對該區域城鎮化進程的影響，指出外資企業的經營規模、融資便利程度和產品銷售總額均與該地區的城鎮化水平呈正相關關系，而外資企業員工的數量則對人口在大城市的集聚和當地收入水平的提高有明顯的促進作用。

綜上所述，在開放背景下，把對外開放、城鎮化和減貧放在一起進行系統研究的比較缺乏。除此之外，國內現有研究對象多是全國和各省的數據，缺乏基于跨國數據的比較研究。鮮有文獻進一步研究對外開放對城鎮化減貧的交互影響作用，本文將從這方面展開研究。

三、研究設計

(一)被解釋變量

被解釋變量首先選用聯合國的人類發展指數(Human Development Index，HDI)。該指數主要由三個維度構成：以出生預期壽命衡量健康程度，以成人識字率和入學率綜合衡量受教育程度，以人均GDP衡量物質生活水平。

另外，我們選用兩個其他被解釋變量衡量貧困水平，分別是世界銀行公布的貧困線以下人口所占比重，即貧困發生率，表示為Headcount；距離貧困線的平均差距，即貧困深度，表示為Povgap。這些數據都來源于世界銀行的PovcalNet數據庫。

(二)解釋變量

城鎮化水平。用城市人口占總人口的比重衡量城鎮化水平，表示為Urbanratio。該數據來源于聯合國人口部門的世界城鎮化展望(World Urbanization Prospects)的2018年版本。

對外貿易額。分別采用商品和服務出口額占GDP比重、商品和服務進口額占GDP比重兩個指標進行衡量，分別表示為Expratio和Impratio。數據來源于世界銀行的世界發展指數數據庫。

利用外資水平。采用凈流入外資額占GDP比重衡量利用外資額，表示為Fdiratio。該數據來源于世界銀行的世界發展指數數據庫。

其他控制變量。考慮到農業在經濟中的份額對一國是否能快速減貧有重要影響，我們主要采用農業占GDP比重作為控制變量。這里采用廣義的農業概念，用包括農業、林業和漁業的增加值占GDP比重衡量，表示為Agrvaladded。該數據來源于世界銀行的世界發展指數數據庫。

(三)描述性統計結果

各變量描述性統計結果如表1所示。從表1可以看出，世界范圍內的人類發展指數平均為0.645，最低僅有0.170，最高則高達0.946；世界范圍內的貧困發生率平均為17.8%，最低僅有9.2%，最高則高達87.6%；世界范圍內的貧困深度平均為0.071，最低僅有0.038，最高則高達0.574，國家之間在這些表示貧困程度的指標上差別都很大。世界范圍內的城鎮化水平平均為53.2%，最低僅有5.4%，最高則高達97.9%，差別同樣很大。國家之間在出口、進口和利用外資方面的差別也很大。

表1 變量描述性統計結果

(四)模型設定

1.基準模型

將基準模型設定為：

(1)

(2)

αiXit+υi+uit

(3)

為了衡量對外開放與城鎮化的交互作用，我們分別在基準模型基礎上引入對外開放與城鎮化交叉項，交叉項分別表示為Expurbr、Impurbr和Fdiurbr，模型表示為：

(4)

(5)

(6)

2.動態模型

為了更好地反映減貧效果，以及考慮減貧效果在時間維度的持續性，我們同時設定了動態GMM模型：

(7)

(8)

(9)

其中，ΔlnPovertyit=lnPovertyit-lnPovertyit-1表示城鎮化水平的變化率，Povertyit-1表示上一期的城鎮化水平。同時，為了衡量對外開放與城鎮化的交互作用，我們分別在基準模型基礎上引入對外開放與城鎮化交叉項，分別為：

(10)

(11)

(12)

四、實證分析

運用世界109個國家1990—2016年的2 943個樣本數據實證檢驗對外貿易、利用外資、城鎮化與減貧之間的復合關系，進而找到開放經濟條件下城鎮化與減貧之間的關系。

(一)對外貿易、城鎮化與減貧的回歸結果

首先選用人類發展指數作為貧困水平的衡量指標進行分析。豪斯曼檢驗結果表明應該使用固定效應模型。

1.進出口的基本回歸結果

分只考慮出口、只考慮進口和同時考慮出口和進口三種情形來分析。估計結果如表2所示。從表2可以看出，當同時考慮出口和進口時，城鎮化水平的系數為0.875，并且在1%顯著水平上顯著，而城鎮化水平平方項的系數是-0.193，同樣是在1%顯著水平上顯著。這也就驗證了城鎮化減貧的倒U型特征，即初期隨著城鎮化水平的提高，減貧作用不斷顯現。但當城鎮化水平超過一定限度，則進一步城鎮化反而會帶來新的貧困問題。出口的系數為0.056，進口的系數為0.053，二者都在1%顯著水平上顯著。農業增加值的系數為-0.322，同樣在1%顯著水平上顯著，說明農業經濟比重過大也是導致貧困的一個因素。當我們分別考察出口和進口的系數時，正負相同，同樣都在1%顯著水平上顯著。

表2 進出口的基本回歸結果

注:***、**和*分別表示在 1%、5%和 10%顯著水平下通過檢驗。下表同。

2.進出口、城鎮化對減貧的復合影響

為了進一步考察進出口對城鎮化減貧的復合影響，我們在模型中分別引入出口與城鎮化交叉項、進口與城鎮化交叉項。具體回歸結果如表3所示。

從引入出口與城鎮化交叉項的回歸結果看，再次驗證了城鎮化減貧的倒U型特征。出口的系數為0.031，在5%顯著水平上顯著。出口和城鎮化交叉項的系數為0.118，在1%顯著水平上顯著，說明出口和城鎮化發揮了很好的協同作用，具有良好出口基礎的城鎮化減貧作用更明顯。

從引入進口與城鎮化交叉項的回歸結果看，與出口情形一樣，再次驗證了城鎮化減貧的倒U型特征。進口的系數為0.058，在1%顯著水平上顯著。進口與城鎮化交叉項的系數為0.077，說明進口和城鎮化發揮了很好的協同作用，具有良好進口基礎的城鎮化減貧作用更明顯，但這一系數小于出口與城鎮化交叉項的系數0.118，說明進口與城鎮化的協同效應沒有出口與城鎮化的協同效應那么明顯。農業增加值的系數為-0.319，在1%顯著水平上顯著，同樣說明農業經濟比重過大也是導致貧困的一個因素。

表3 進出口、城鎮化對減貧的復合影響回歸結果

(二)利用外資、城鎮化與減貧的回歸結果

1.利用外資的基本回歸結果

利用外資的估計結果如表4所示。從表4可以看出，當用利用外資分析時，城鎮化水平的系數為0.898，并且在1%顯著水平上顯著，而城鎮化水平平方項的系數是-0.154，同樣是在1%顯著水平上顯著。進一步驗證了城鎮化減貧的倒U型特征。利用外資水平的系數為0.013，在1%顯著水平上顯著。農業增加值的回歸結果與前面的進出口貿易情況基本一致。

表4 利用外資的基本回歸結果

2.利用外資、城鎮化對減貧的復合影響

為了進一步考察利用外資對城鎮化減貧的復合影響，我們依次在基準回歸模型基礎上引入利用外資與城鎮化交叉項(結果為表5的列(1))、交叉項滯后一期的值(結果為表5的列(2))，同時引入利用外資與城鎮化和平方項交叉項的滯后一期的值(結果為表5的列(3))。具體回歸結果如表5所示。從表5可以看出，城鎮化水平、城鎮化水平平方項、利用外資項、農業增加值的系數符號都與基本情形沒有變化，且仍在1%顯著水平上顯著。但在模型(1)中，利用外資和城鎮化交叉項的系數為-0.201，說明當期的利用外資和當期的城鎮化未能發揮很好的協同作用，由于我們所采用的利用外資數據是每期的凈值，而不是累計存量，利用外資對城鎮化減貧的促進作用需要一段時間才能體現出來。因此，我們在模型(2)中引入利用外資水平滯后期的值代替當期的值以計算交叉項，系數變為-0.003，且不顯著。我們在模型(3)中同時引入利用外資與城鎮化和平方項交叉項的滯后一期的值，結果表明利用外資與城鎮化交叉項的系數為0.376，與平方項交叉項的系數為-0.406，兩個系數都在1%顯著水平上顯著，說明利用外資與城鎮化的作用機制較為復雜，同樣存在倒U型特征，且利用外資對城鎮化減貧的促進作用需要一段時間之后才能體現出來。這與前面現狀分析中所提到的很多發展中國家利用外資數值受經濟周期影響過大有關，外資的大進大出，以及過度投資于房地產、金融等非傳統實體經濟，都會對利用外資與城鎮化的協同作用產生負面作用。

表5 利用外資、城鎮化對減貧的復合影響回歸結果

注：L1.表示該變量的滯后一期的值。

(三)穩健性檢驗結果

我們采用各個解釋變量滯后一期的值作為該變量的工具變量處理內生性問題和進行穩健性檢驗，用上面同樣的方法進行回歸，得到結果如表6所示。從表6可以看出，當采用各個解釋變量滯后一期的值作為該變量的工具變量進行分析時，結果基本上與用各解釋變量當期值回歸結果保持一致。說明模型回歸十分穩健。

表6 以滯后一期的值為工具變量的穩健性檢驗結果

注：回歸系數下面括號里的值是標準差。L1.表示該變量滯后一期的值。

(四)動態面板回歸結果

考慮到對外貿易的連續性，以及利用外資所形成的資本存量發生調整時，當期表現取決于上一期的表現，我們引入被解釋變量上一期的值作為解釋變量之一，進行動態面板分析。

1.基本回歸結果

本文使用系統GMM方法進行估計。解釋變量包含了被解釋變量的一階滯后，最多使用解釋變量的3個滯后值作為工具變量。回歸結果如表7所示。從表7可以看出，除了用人類發展指數作為被解釋變量時，進口的系數發生變化外，其他變量系數的正負方向與前文的非動態分析基本一致，同樣都在1%顯著水平上顯著。由于貧困發生率、貧困深度兩個指標越高，說明貧困程度越深，而人類發展指數越高則說明貧困程度越淺，因而我們用貧困發生率、貧困深度得到的回歸系數與用人類發展指數得到的系數剛好相反。

表7 動態面板分析時的基本回歸結果

注: L1.表示被解釋變量滯后一期的值。

2.考慮出口與城鎮化的交互作用

在模型中分別引入出口與城鎮化交叉項、進口與城鎮化交叉項，以及利用外資與城鎮化交叉項。考慮到對外開放與城鎮化在減貧方面協同作用的發揮需要幾年的時間，所以我們引入二者交叉項的當期值、滯后一期的值和滯后兩期的值。出口與城鎮化的交互作用回歸結果如表8所示。從表8可以看出，回歸結果的正負方向與前面的非動態分析基本一致，除了用人類發展指數進行回歸時交叉項的一階滯后的值的系數不顯著，以及用貧困人口進行回歸時，利用外資水平的顯著水平為5%外，其他都在1%顯著水平上顯著。當然，在用人類發展指數進行回歸分析時，進口和出口對減貧的影響相對于城鎮化的影響而言表現得不夠穩健，而它們與城鎮化交叉項及其滯后值的影響表現得更加穩健。這也從一個側面說明充分發揮出口與城鎮化的協同作用，要比單單地依靠出口本身對減貧的作用更大，效果更穩。

表8 出口與城鎮化交互作用動態面板回歸結果

注:--.表示行上面的變量的當期的值；L1.表示被解釋變量或行上面的變量滯后一期的值；L2.表示行上面變量滯后兩期的值。

3.考慮進口與城鎮化的交互作用

引入進口與城鎮化交叉項的回歸結果表明，回歸結果的正負方向與前面的非動態分析基本一致，除了用人類發展指數進行回歸時交叉項一階滯后的值系數方向與預期相反；用貧困深度進行回歸時，進口在5%顯著水平上顯著；用人類發展指數進行回歸時，進口與城鎮化交叉項一階滯后和二階滯后的值系數在5%顯著水平上顯著外，其他都在1%顯著水平上顯著。當然，在用人類發展指數和貧困深度進行回歸分析時，進口對減貧的影響相對于城鎮化的影響而言表現得不夠穩健，而它們與城鎮化交叉項及其滯后值的影響表現得更加穩健。這也同樣從一個側面說明了充分發揮進口與城鎮化的協同作用，要比單單地依靠進口本身對減貧的作用更大，效果更穩。

4.考慮利用外資與城鎮化的交互作用

引入利用外資水平與城鎮化交叉項的回歸結果表明，回歸結果的正負方向與前面的非動態分析基本一致，除了用人類發展指數進行回歸時交叉項的一階滯后的值系數方向與預期相反；用貧困深度進行回歸時，利用外資與城鎮化交叉項一階滯后的值系數在10%顯著水平顯著，二階不顯著；用貧困人口進行回歸時，利用外資與城鎮化交叉項的一階滯后的值系數在5%顯著水平上顯著外，其他都在1%顯著水平上顯著。當然，在用人類發展指數和貧困深度進行回歸分析時，利用外資對減貧的影響相對于城鎮化的影響而言同樣表現得不夠穩健，而它們與城鎮化交叉項及其滯后值的影響表現得更加穩健。這也同樣從一個側面再次說明了充分發揮利用外資與城鎮化的協同作用，要比單單地依靠利用外資本身對減貧的作用更大，效果更穩。另外，利用外資對城鎮化減貧的促進作用需要1—2年的時間才能體現出來。當然，這一數值的絕對值同樣也不是很大，說明這種協同影響存在，但作用程度同樣不高。這與前面非動態分析結果大體一致，也再次說明很多發展中國家利用外資受經濟周期影響過大有關，外資的大進大出，以及過度投資于房地產、金融等非傳統實體經濟，都會對利用外資與城鎮化的協同作用產生負面作用。

五、結論與政策建議

通過分析出口、進口、利用外資三個代表開放的指標與城鎮化對減貧的復合影響發現，無論是非動態分析還是動態分析，無論是以人類發展指數還是以貧困發生率、貧困深度為被解釋變量，也無論是用原數據還是采用工具變量法，回歸結果都表明：出口、進口、利用外資本身都對減貧有正面促進作用；城鎮化減貧表現出倒U型特征，即初期隨著城鎮化水平的提高，減貧作用不斷顯現，但如果城鎮化水平超過一定限度，則進一步城鎮化反而會帶來新的貧困問題；出口、進口、利用外資都和城鎮化發揮了很好的協同作用，具有良好出口、進口、利用外資等對外開放基礎的城鎮化的減貧更加明顯，這也與理論模型分析的結論一致；其中利用外資與城鎮化在減貧方面存在復雜的交互協同作用，且需要1—2年的時間才能體現出來，與現狀分析中所提到的很多發展中國家利用外資數值受經濟周期影響過大有關，外資的大進大出，以及過度投資于房地產、金融等非傳統實體經濟，都會對利用外資與城鎮化的協同作用產生負面作用。針對上述結論，我們提出如下政策建議：

第一，積極推進“貿城”融合發展。堅持外貿產業和貧困鄉鎮良性互動，以外貿產業為核心，通過外貿產業的培育和壯大帶動就業、吸納人口、集聚經濟。優先依托小城鎮駐地進行貿易產業布局，加快小城鎮居住、教育、醫療、文化、娛樂、商業服務等公共服務設施配套的提升與完善，引導農村剩余勞動力實現就地城鎮化。

第二，優化貿易產業鏈布局，推進城鎮化減貧。首先，引導貿易產業鏈向貧困地區延伸。逐步引導大中城市的貿易產業鏈向有發展條件的貧困地區延伸，形成貧困地區發展的主導產業，構建貧困地區城鎮化發展的產業支撐。其次，各地區要根據自身發展情況，促進相關外貿產業的優化升級，轉變貿易增長方式，進而提升城鎮化質量和擴大就業，更好地發揮對外開放和城鎮化減貧作用。

第三，充分發揮邊境貿易與城鎮化的減貧作用。首先，邊境地區應融入“一帶一路”，充分發揮當地的比較優勢，將過境貿易方式逐級轉型為“益貧式貿易”，選擇合適的貿易產業落地加工，延伸產業鏈，并積極開展對外經濟技術合作和勞務輸入等服務貿易，提升貿易結構，達到減貧效果。其次，補齊基礎設施建設的短板，優化通關流程，提高邊貿通關效率，將邊境貿易做大做強，讓更多居民分享城鎮化邊境貿易的紅利，推動邊境貿易和城鎮化減貧發展。

第四，引導外資投向貧困地區的城鎮化建設。首先，政府需要根據各地實際情況制定差別化的引資政策，引導外資推進貧困地區交通設施的升級，破除發展瓶頸制約。運用BOT、PPP等靈活的投融資方式吸引外資對各級交通設施投資。其次，改造建設一批貧困鄉村旅游路、產業路、資源路，利用特色旅游景點發展國內旅游，甚至吸引國際游客。最后，引導外資對貧困地區的城市和農村公共服務設施投資，把利用外資與鄉村振興和美麗鄉村建設有機結合起來，促進城鄉要素資源的相互流動，減少城鄉在信息獲得、生活便利、醫療、教育等方面的差距，減少農村貧困人口因信息缺乏造成的摩擦性失業和醫療、教育缺乏造成的相對貧困。