中國的市場化進程推動了城鎮化發展嗎

徐敏　姜勇

[內容摘要]基于1997-2009年中國30個省域的面板數據，運用空間杜賓模型對中國市場化進程作用城鎮化的機理進行實證分析。研究發現，中國城鎮化率存在空間集聚和溢出效應，不同的市場化進程表征對城鎮化率的影響存在差異：市場中介組織發育和法律制度環境相比非國有經濟發展、產品市場發育程度對城鎮化發展的貢獻率更大；同時，產品市場發育程度和要素市場發育程度對相鄰省域的城鎮化率具有正向的溢出效應；政府與市場關系對城鎮化率的影響不顯著，但對相鄰省域的城鎮化率具有負向的溢出效應。

[關鍵詞]市場化進程；城鎮化；空間溢出效應；空間杜賓模型

一、引言

改革開放以來，中國城鎮化經歷了一個起點低、速度快的發展過程。數據顯示，2013年中國城鎮化率達到53.73%，超過世界平均水平，同比1978年提高了35.81個百分點，年均增長1.15個百分點。那么是什么推動了中國城鎮化的發展呢？一個普遍的觀點是改革開放后，中國城鎮化的動力機制發生了變化，由一元或二元形式為主的城鎮化動力形式逐步向多元城鎮化動力形式轉變，如經濟增長、外商投資、工業化、產業結構演變、鄉鎮企業興起等都是驅動中國城鎮化發展的因素。經典現代化理論認為，城鎮化與市場化具有密切的內在聯系和共生關系，推動城鎮化發展的主體、內容都是以市場機制為前提的，因此城鎮化是一個市場化過程。從改革開放前后中國城鎮化率的變化軌跡，亦知中國城鎮化的進程與中國市場經濟體制改革和對外開放是密不可分的。那么是否能說中國城鎮化的發展是得益于改革開放帶來的市場化進程呢？自1978年開始至今，中國經歷了近40年市場化取向的經濟體制改革，1992年又明確了建設社會主義市場經濟的目標，已經基本改變了中央計劃經濟體制的基本特征，在相當程度上走上了市場經濟體制的軌道；1997年黨的十五大認為過去的五年里，“市場在資源配置中的基礎性作用明顯增強，宏觀調控體系的框架初步建立”，并進一步提出“要加快國民經濟市場化進程”的經濟發展要求。2001年，中國加入世界貿易組織，并在減少和消除關稅和非關稅壁壘、開放銀行、保險、電信市場、增加政策透明度和清理與世貿組織原則相沖突的行政法規等方面作出了承諾，這些都進一步推進了中國的市場化進程。但是由于中國各地區經濟、制度和政策實施等方面的異質性，市場化進程也“良莠不齊”，存在一定的區域差異，進而對城鎮化發展的作用力度也存在區域失衡。因此，在中央提出“深化改革，更大發揮市場化作用”的背景下從省際視角著手，考慮區域之間城鎮化發展的空間溢出效應，對市場化進程作用中國城鎮化發展的機理進行分析，這對把握市場化改革方向，進而推進城鎮化發展具有重要的現實意義。

城鎮化動力機制是城鎮化研究的熱點問題之一。Lam pard梳理美國一百多年的城鎮化發展歷史，認為經濟增長對城鎮化有正向推動作用。寧越敏從政府、企業、個人三個城市化主體的角度分析了20世紀90年代中國城市化的動力機制和特點，認為鄉鎮企業和外來資本對城鎮化的影響越來越顯著。姚士謀等認為資源環境對中國城鎮化有巨大和深刻的影響。趙金華等運用面板模型分析得出經濟發展水平和非農就業比重、對外貿易規模、教育水平對各省城鎮化水平有顯著影響。曹廣忠和劉濤對城鎮化的驅動因素進行灰色關聯分析，認為目前城鎮化與經濟發展水平逐步協調，服務業的驅動作用已超過第二產業，工業仍是中西部省區城鎮化的核心驅動力。蘇素和賀婭萍使用動態面板模型分析了經濟規模、產業結構和城鄉收入差距對城鎮化的影響。根據地理學第一定律，所有的事務都是存在相互聯系的，離得越近的事務彼此之間的聯系越強（Tobler，1970），因此如果忽略空間效應直接進行估計和推論，則可能導致不恰當的模型設立。于是，王偉進等運用空間誤差回歸模型分析認為與工業化發展水平相比，開放程度對城市化水平的提升作用更為明顯。薛瑞等通過建立空間面板模型，考慮空間效應分析了跨境資金流入對城鎮化發展的驅動作用。曾昭法和左杰構建空間面板數據模型，得出經濟發展、教育水平與金融發展在時間與空間維度上、產業結構在時間維度上對城鎮化發展的作用明顯。

以上文獻為文章的研究提供了借鑒與幫助，但是存在以下兩點不足。一是關于城鎮化動力機制或影響因素的研究忽略了中國的市場化進程對城鎮化的影響作用，目前還沒有文獻采用系統的中國市場進程指標去考察其對中國城鎮化的作用機理。眾所周知，中國是一個通過漸進式改革而建立市場經濟體制的國家，因此市場化因素應被納入分析的框架內。二是雖已有文獻意識到了空間效應對模型擬合效果的影響，引入了空間計量模型，但是只關注了城鎮化率本身的空間溢出效應，忽略了解釋變量（驅動因素）對周邊區域同樣具有空間溢出作用。

對此，在現有文獻的基礎上，文章試圖從以下兩個方面做進一步研究。一是基于樊綱、王小魯對1997-2009年中國31個省域市場化進程的指標體系設計，從政府與市場關系、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、市場中介組織發育和法律制度環境共5個方面探討市場化進程對中國城鎮化的作用機理及影響差異。二是充分考慮空間效應，引入空間面板杜賓模型，探討省域城鎮化水平及其市場化進程對相鄰省域城鎮化的空間溢出效應，從市場化角度對中國的城鎮化發展進行解釋。

二、研究方法

（一）空間滯后面板模型

為了應對非空間面板計量經濟模型忽略空間效應的參數估計有偏問題，引用納入空間效應的空間面板模型。如果被解釋變量決定于其鄰近地區的觀察值及觀察到的一組局域特征，則采用空間滯后面板數據計量經濟模型（spatial lag panel data model，SLPDM）：

Moran指數的取值范圍為[-1，1]。若各地區間的經濟現象是空間正相關，其數值越接近1；負相關則越接近-1。當屬性值的分布與區位的分布相互獨立時就是零空間自相關性。對于Moran指數的計算結果，可以用標準化統計量Z來檢驗空間自相關的顯著性水平。

二是在非空間面板模型基礎上，構建模型殘差的LM（Lagrange Multiplier）和穩健（Robust）LM（robust Lagrange Multiplier）統計量，進行空間自相關性檢驗。若空間自相關性存在，則表明非空間面板模型不符合文章的研究需要，支持空間滯后模型和空間誤差模型二者之一成立。

其次，若空間滯后模型和空間誤差模型都成立，引入空間杜賓模型并構建Wald統計量和LR統計量檢驗空間杜賓模型是否能簡化為空間滯后模型或空間誤差模型。若原假設（1）H：θ=0；（2）H₀0：θ+ρβ=0均被拒絕或LM統計量和Wald或LR統計量指向的模型不一致，則應選擇空間杜賓模型；若原假設（1）H₀：θ=0不能被拒絕，且穩健LM檢驗統計量更為支持空間滯后模型，則應選擇空間滯后模型；若原假設（2）H₀：θ+ρβ=0不能被拒絕，且穩健LM檢驗更為支持空間誤差模型，則應選擇空間誤差模型。

三、變量選取與模型設定

（一）變量選取

城鎮化率（CZH）：采用“城鎮人口數占總人口的比例”，作為衡量城鎮化發展水平的指標，由于個別省域城鎮人口統計的欠缺，對于這些省域用非農業人口代替城鎮人口近似測算。

市場化進程指標主要借鑒樊綱、王小魯對中國各地區市場化進程的研究，從政府與市場關系、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、市場中介組織發育和法律制度環境共5個方面反映中國市場化的進程。該指數具有連貫性、多維性，被許多學者引入到相關問題的研究中。具體指標如表1所示。以上指標都具有正定指向性，數值越大說明中國市場化進程越深入。

（二）數據來源及說明

選取1997-2009年中國30個省、自治區、直轄市（以下統稱省域）作為樣本，由于西藏數據缺失嚴重，故不列入樣本范圍。在所用基礎數據中，城鎮化率來自《中國統計年鑒》和各省域統計年鑒。選擇這個時間區間進行研究，一是因為自1997以來，中國進入快速發展的新城鎮化階段（參考《2012中國新型城市化報告》），2009年達到46.6%，市場化水平也有了顯著提高；二是考慮到能系統反映中國市場化進程的指標較少，而目前被廣為引用的樊綱、王小魯版市場化指數只更新到2009年，考慮到數據的準確性，并未按統計方法遞延推導。文章的實證分析主要采用軟件Matlab完成。

四、實證結果分析

（一）省域城鎮化率空間相關性檢驗

空間面板模型回歸分析前首先進行空間相關性檢驗，如果存在空間相關性，就應該采用空間計量經濟模型，可消除空間效應帶來的估計誤差。利用公式（4）計算中國省域城鎮化率的Moran值，結果如表3所示。從表3中可以看出，1997-2012年中國城鎮化率的Moran值大致在0.2-0.3的區間內變化，且都通過了5%的顯著性水平檢驗，表明中國城鎮化率存在著顯著的空間相關性。從縱向來看，中國城鎮化率的集聚水平隨時間呈現一定的規律變化，在2001年形成一個“增長拐點”，2000年以前中國鎮化率的Moran值大都低于0.2，但是2000年和2001年以后中國城鎮化率的Moran值一度升到0.3，且之后一直保持在0.3的上下區間浮動。眾所周知，2001年中國加入世界貿易組織，進一步推進了中國的市場化進程，那么中國城鎮化的發展及集聚效應的增強是否得益于市場化進程呢？這為文章的研究提供了契機。非空間面板模型的LN和穩健LM檢驗（表3）表明，無論混合效應、空間固定、時間固定還是空間時間雙固定效應模型的LM和穩健LM統計量大都通過了1%的顯著性水平檢驗，表明模型存在著被解釋變量（城鎮化率CZH）的空間滯后項或空間誤差項，這同樣說明城鎮化率在省域之間存在著空間集聚或相關性。

（二）模型選擇

固定效應和隨機效應的選擇。通常情況下，當回歸結果局限于一些特定的個體時，固定效應模型是更好的選擇，Hausman檢驗結果顯示統計量為67.7081，在1%的顯著性水平下拒絕了空間效應與解釋變量無關的原假設，因此選擇固定效應模型。

從表4可以看出，對不同固定效應回歸模型的LM和穩健LM檢驗，大都通過了顯著性檢驗，且對空間滯后模型的LM和穩健LM檢驗統計量都要大于空間誤差模型，根據Anselin（2006）、Elhorst（2010）的判別準則，采用空間滯后模型應該更合理。進一步，通過Wald和LR的統計量檢驗判斷空間杜賓模型是否可以簡化為空間滯后模型和空間誤差模型（見表4）。檢驗結果發現，Wald-spatial-lag和LR-spatial-lag的統計量分別為19.7508和21.5138，其伴隨概率值prob-spatial-lag分別為0.0014和6.4757e-004，均在1%的顯著性水平拒絕的原假設；Wald-spatial-er-ror和LR-spatial-error的統計量分別為21.5009和22.9419，其伴隨概率值prob-spatial-error分別為6.5122e-004和3.4630e-004，也在1%的顯著性水平下拒絕H₀：θ+ρβ=0的原假設。綜上可知，固定效應下的杜賓模型更適合于數據特征的刻畫。

（三）模型結果分析

表5展示了不同固定效應下的空間杜賓面板模型的估計結果。

結果顯示，相對于非空間面板模型（表4），空間杜賓模型的R²和自然對數似然函數值LogL都有所提高，模型離散度σ²相對變小。這說明考慮空間效應的空間杜賓模型能夠提高估計的有效性。通過對不同固定效應下的空間杜賓模型的對比分析發現，空間固定效應下的空間杜賓模型的擬合優度R²、離散度σ²以及LogL要優于其他固定效應模型，因此選擇空間固定效應下的空間杜賓模型研究市場化對城鎮化的作用機制。

回歸結果顯示，某一省域城鎮化發展水平不僅受到本身市場化進程的影響，也受到相鄰省域的城鎮化發展水平和市場化進程的影響。W^*CZH的回歸系數顯著為正，說明中國的城鎮化率存在空間的互動效應，相鄰省域的城鎮化率對本省的城鎮化率有推動作用。非國有經濟也可有效推動城鎮化發展。2012年非國有經濟對GDP的貢獻率超過60%以上，吸納了80%的城鎮就業人員和90%的新增就業人員，其為城鎮化發展奠定了基礎。W^*FGY的回歸系數不顯著，說明目前中國非國有經濟的發展對城鎮化的作用沒有形成良好的省域聯動機制，本省域非國有經濟的發展對周邊省域城鎮化發展缺乏有效輻射。

產品市場發育程度對城鎮化水平的提高有顯著正向的影響。這說明一省域產品市場發育程度越高，如市場決定產品價格的力度和減少商品市場上的地方保護主義的幅度越大（參考二級指標），城鎮化的發展水平就會越高。W^*CPSC的回歸系數也顯著為正，說明一省域的產品市場發育程度對周邊省域的城鎮化發展有正向推動作用。產品市場具有正向的外部性和示范效應，如果一省域產品市場發育程度較高，會對相鄰省域產品市場的發育氛圍產生影響，起到示范作用，相鄰省域的“激勵性進步”和本省域形成良性的產品市場流通互動，形成更大區域、發育更強程度的產品市場。這也正像中國東部沿海地區的發展歷程，從改革開放初期的幾個開放城市點，商業氛圍初期弱態，到逐步形成商業氛圍濃厚的開放區、開放城市帶。

市場中介組織發育和法律制度環境的改善有助于城鎮化發展。從回歸結果來看，市場中介組織發育和法律制度環境與城鎮化率的回歸系數為0.9653，通過了1%的顯著性水平檢驗。而這一結果相比非國有經濟發展和產品市場發育程度對城鎮化的“氧化”程度（FGY為0.8696，CPSC為0.5233）顯然更大，這說明制度層面的因素對中國城鎮化發展的推動更顯著、力度更強。W^*ZJ的回歸系數并不顯著，意味著一省域的市場中介組織發育和法律制度環境不會對周邊省域的城鎮化產生影響，說明中國任何省域在制度層面都不具備絕對的領先優勢，制度區域差異不大，因此對周邊省域城鎮化產生的作用有限。

政府與市場關系和要素市場的發育程度對本省城鎮化率的影響不顯著，但空間溢出效應明顯。回歸結果發現，相鄰省域的政府與市場關系和本省城鎮化率的回歸系數為-1.81，且通過了1%的顯著性水平檢驗。這說明政府與市場關系處理的好壞會引起省域之間城鎮化發展的競爭，比如人口、資金、技術等城市發展資源會因為本省政府與市場關系處理不當，發生向相鄰省域的轉移，進而造成本地城鎮化水平減弱。而相鄰省域要素市場發育程度（W^*YSSC）與本省城鎮化率的回歸系數顯著為正，這說明目前中國在省域之間形成了要素市場的初步整合，出現了協調發展的趨勢。當本省要素市場發育程度對城鎮化支持不夠時，可以從相鄰省域獲得有效補充，并能產生積極作用。

五、結論性評述

基于1997-2009年中國30個省域的面板數據，在檢驗中國省域城鎮化率是否存在空間相關性的基礎上，運用空間計量經濟模型，對市場化進程推動城鎮化發展的作用機理進行了研究，得到如下結論：

1 中國省域的城鎮化率存在明顯的空間依賴性。進入21世紀以后，中國省域之間城鎮化率的空間相關性不斷增強，城鎮化集聚現象明顯，因此在城鎮化估計研究中應該充分考慮省際之間的空間聯動效應。政府在制定城鎮化發展規劃時，應充分發揮城鎮化發展中的空間溢出效應，加強區域之間的交流與合作，促進資源要素的跨地區流動與集聚，實現資源要素的最大配置、最遠輻射。

2 非國有經濟發展、市場中介組織發育和法律制度環境、產品市場發育程度對城鎮化率的回歸系數都為正，且三者之中，市場中介組織發育和法律制度環境對城鎮化的貢獻率最大。產品市場的發育程度和城鎮化率具有正向的空間溢出效應。這說明在中國城鎮化進程中，一省域城鎮化水平的提高和產品市場發育程度的深化會對周邊省域的城鎮化發展產生顯著正向的推動作用。

3 政府與市場關系和要素市場的發育程度對城鎮化率的作用不顯著，但空間溢出效應明顯。各省域會因為對政府與市場關系處理的好壞差異，形成區域競爭態勢，即一省域如果對政府與市場關系的處理優于其他省域，就會形成對其他省域城鎮化發展的資源“截流效應”，進而削弱其他省域的城鎮化發展。而要素市場的發育程度具有正向的空間溢出效應，即一省域要素市場發育程度的深化會促進相鄰省域城鎮化水平的提高。

責任編輯：鄧康林