城鎮(zhèn)化率與縣域經(jīng)濟增長
——基于2008-2014年湖北省縣市面板數(shù)據(jù)的分析

徐 濤

(武漢大學經(jīng)濟與管理學院 湖北 武漢 430000)

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城鎮(zhèn)化率與縣域經(jīng)濟增長
——基于2008-2014年湖北省縣市面板數(shù)據(jù)的分析

徐 濤

(武漢大學經(jīng)濟與管理學院 湖北 武漢 430000)

許多研究都表明城鎮(zhèn)化率與經(jīng)濟增長之間存在相關關系，城鎮(zhèn)化率的提高能通過投資、消費等多種途徑推動經(jīng)濟的長期發(fā)展。本文則探討了城鎮(zhèn)化率與縣域經(jīng)濟增長之間的關系。本文利用湖北省80個縣市2008-2014年的面板數(shù)據(jù)，構建了城鎮(zhèn)化率對縣域經(jīng)濟增長影響的動態(tài)模型，并采用系統(tǒng)GMM和差分GMM的估計方法對動態(tài)模型中的參數(shù)進行了估計。結論顯示，城鎮(zhèn)化率與縣域經(jīng)濟增長之間存在正向的關系，即城鎮(zhèn)化率的提高能推動縣域經(jīng)濟的增長。

城鎮(zhèn)化率；縣域經(jīng)濟增長；廣義矩估計

一、引言

城鎮(zhèn)化率是一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的重要體現(xiàn)。中國的城鎮(zhèn)化水平在1978年以后進入了一個快速發(fā)展的時期。經(jīng)過30多年的發(fā)展，中國的城鎮(zhèn)化率已由1978年的17.9%提升到2013年的53.7%，年均提升約1.02%。城鎮(zhèn)常住人口也由1.7億人增加到7.3億人，城市數(shù)量由193個增加到658個，其中100萬人以上的大城市數(shù)量由29個增加到140個，建制鎮(zhèn)數(shù)量由2173個增加到20113個。城鎮(zhèn)化的推進不僅體現(xiàn)量上，城鎮(zhèn)化的發(fā)展在質上也有很大提升。城鎮(zhèn)的基礎設施得到顯著改善，公共服務水平明顯提高。2000年，中國城鎮(zhèn)的用水普及率僅為63.9%，人均道路面積僅為6.1平方米，2012年，城鎮(zhèn)的用水普及率達到了97.2%，人均道路面積達到14.4平方米。

盡管中國的城鎮(zhèn)化發(fā)展很迅速，但仍然存在許多需要進一步完善的地方。城鎮(zhèn)化率整體水平仍然不高，城鎮(zhèn)化推進過程中存在著產業(yè)升級緩慢、資源環(huán)境惡化、社會矛盾增多和區(qū)域發(fā)展不平衡等諸多問題。鑒于此，目前政府仍在采取多種措施推動城鎮(zhèn)化的發(fā)展，例如，放寬農業(yè)轉移人口落戶小城鎮(zhèn)和大中城市的條件，解決已在城鎮(zhèn)就業(yè)但尚未落戶城鎮(zhèn)的農村轉移人口的基本公共服務問題。同時政府正在試圖解決城鎮(zhèn)化快速發(fā)展過程中個存在的諸多弊端。

而縣域經(jīng)濟增長是當前政府及公眾廣泛關注的問題。當前中國經(jīng)濟已進入所謂的新常態(tài)，在新常態(tài)下，縣域經(jīng)濟的發(fā)展也面臨著新的要求和新的考驗。首先，縣域經(jīng)濟的增長速度正面臨著下行的壓力，《中國縣域經(jīng)濟發(fā)展報告(2016)》顯示，縣市地區(qū)生產總值同比實際增速較上一年度降低了2.26%，而同期全國生產總值僅降低0.5%；縣市地區(qū)生產總值占全國的比重由25.8%下降到24.4%，繼續(xù)呈現(xiàn)出下降的趨勢。其次，縣域經(jīng)濟發(fā)展的地區(qū)差異性仍然較大，發(fā)展不均衡問題仍然很嚴重。縣域經(jīng)濟發(fā)展較好的地區(qū)主要集中在東部沿海地區(qū)，中西部地區(qū)的縣域經(jīng)濟發(fā)展滯后。2015年超過三分之一的百強縣市集中在江蘇和浙江兩省，而廣西、青海等省份無一縣市進入全國百強縣市。再次，縣域經(jīng)濟的經(jīng)濟結構、產業(yè)結構的弊端也逐漸凸顯。就產業(yè)結構而言，農業(yè)在縣域經(jīng)濟體中所占的比重較高，農業(yè)的現(xiàn)代化和集約化程度不高，農業(yè)發(fā)展緩慢。縣域工業(yè)尚未在經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮主導作用，工業(yè)的深加工程度不高，仍然沿著粗放式經(jīng)營方式發(fā)展，難以形成規(guī)模化經(jīng)營。第三產業(yè)的發(fā)展嚴重滯后。

因此，在新常態(tài)的條件下，縣域經(jīng)濟的增長和發(fā)展模式需要進行新的突破。而城鎮(zhèn)化水平的提高或許能夠為縣域經(jīng)濟的發(fā)展提供新的動力。城鎮(zhèn)化率的提高能帶動消費和投資的增長，進而促進當?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展。本文將沿著這一思路，探討城鎮(zhèn)化水平的提升是否與縣域經(jīng)濟增長之間存在關系，即城鎮(zhèn)化水平的提高能否推動縣域經(jīng)濟的增長。

二、文獻綜述

不同學科給出的城鎮(zhèn)化具體定義不同，人口學從人口的遷移角度出發(fā)，把城鎮(zhèn)化定義為人口由農村向城市或城鎮(zhèn)移動的過程；地理學則從城市空間的布局變動角度來定義城鎮(zhèn)化；人類學則認為城鎮(zhèn)化意味著人類生活方式的變化；經(jīng)濟學則從更豐富的角度出發(fā)研究城鎮(zhèn)化，例如從生產力變革的角度，從勞動分工的角度，從人口結構變化和產業(yè)結構轉移角度。盡管各學科的研究之間存在差異，但也包含共同點，那就是城鎮(zhèn)化是一個經(jīng)濟社會轉換的過程，包括城鄉(xiāng)之間人口流動和轉移、地域空間和地域景觀的轉換，經(jīng)濟結構和產業(yè)結構的轉變等。一般認為城鎮(zhèn)化是一個農業(yè)人口轉化為非農業(yè)人口、農業(yè)地域轉化為非農業(yè)地域、農業(yè)活動轉化為非農業(yè)活動的過程。

對于城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長之間的關系問題，國內外學者都對這一問題進行了很多探討。多數(shù)學者的研究表明，Jedwab和Vollratb(2015)利用1500-2010年國家級和城市級的數(shù)據(jù)驗證了城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長之間有著強烈的正相關關系，這種正相關關系不僅存在于經(jīng)濟發(fā)展水平較高的時期，同樣也存在于經(jīng)濟發(fā)展較為滯后的國家和時期。Liddle和Messinis(2015)利用異質面板因果檢驗來探討城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長之間的關系，結果表明，在高收入國家，城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟增長的原因，但不是中等收入國家和低收入國家經(jīng)濟增長的原因。也有學者的研究表明城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間不存在相關關系。Fay和Opal(2000)研究發(fā)現(xiàn)在20世紀后期的發(fā)展中國家，城鎮(zhèn)化率的提高并沒有伴隨著經(jīng)濟的增長。

國內也有不少學者對城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的關系進行了研究。很多研究都支持中國的城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間存在相關關系或因果關系的結論。在城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的因果關系研究中，部分學者的研究證明了城鎮(zhèn)化率能夠促進經(jīng)濟增長(朱孔來等，2014)，也有部分學者的研究結論支持經(jīng)濟增長是推動城鎮(zhèn)化的原因(王立新，2014)。朱孔來等(2011)利用中國1978-2009年的時間序列數(shù)據(jù)以及2000-2009年中國31個省市的面板數(shù)據(jù)，計算得出中國城鎮(zhèn)化率每提高一個百分點，國民生產總值增長7.1%，同時，中國的城鎮(zhèn)化進程與經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。王立新(2014)則是利用2000-2012年省級面板數(shù)據(jù)，分析了經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化的推動作用，結論認為如果產業(yè)結構和經(jīng)濟增長能夠協(xié)調發(fā)展，那么城鎮(zhèn)化將會加快推進。鄭鑫(2014)則更為詳細的研究了城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的實現(xiàn)途徑，他認為城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的貢獻表現(xiàn)在人口城鎮(zhèn)化和土地城鎮(zhèn)化。通過使用產業(yè)數(shù)據(jù)和城鄉(xiāng)就業(yè)數(shù)據(jù)進行分析，人口城鎮(zhèn)化和土地城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長均有貢獻，所不同的是土地城鎮(zhèn)化的貢獻率在上升，而人口城鎮(zhèn)化的貢獻率在下降。王婷(2013)同樣對城鎮(zhèn)化影響經(jīng)濟增長的途徑進行了探討，結果顯示，人口及空間城鎮(zhèn)化主要通過促進投資來影響經(jīng)濟增長。

但是目前較少有文獻從實證角度研究城鎮(zhèn)化水平與縣域經(jīng)濟增長之間的關系，本文將利用湖北省2008-2014年80個縣市級城鎮(zhèn)化率和經(jīng)濟增長的面板數(shù)據(jù)，從實證的角度來分析城鎮(zhèn)化率與縣域經(jīng)濟增長之間的關系。

三、數(shù)據(jù)及模型

(一)變量及數(shù)據(jù)

本文用各縣人均國民生產總值衡量縣域經(jīng)濟增長。城鎮(zhèn)化率是指城鎮(zhèn)人口數(shù)占總人口數(shù)的比重，因此本文從定義出發(fā)計算出湖北省各縣市的2008-2014年的城鎮(zhèn)化率。相關原始數(shù)據(jù)從各年的《湖北統(tǒng)計年鑒》上獲取。本文將影響各縣域經(jīng)濟增長的其他因素列為控制變量，很多學者的研究結論都表明投資和勞動力是影響經(jīng)濟長期增長的重要因素(游士兵，徐濤，2016；宋麗智，2011等)，因此本文將各縣的投資和各縣的勞動力列為控制變量。其中用各縣市的固定資產投資額作為衡量投資的指標。由于近兩年的《湖北統(tǒng)計年鑒》中并沒有統(tǒng)計各縣市的就業(yè)人數(shù)，本文對于缺省的數(shù)據(jù)計算得出，具體的計算方法是采用總人口數(shù)乘以以前年份就業(yè)人數(shù)占總人口數(shù)比重的平均值。

(二)模型

為了驗證城鎮(zhèn)化率對縣域經(jīng)濟增長的影響，本文構建了如下模型。

其中是用各縣人均國民生產總值衡量的縣域經(jīng)濟增長，代表各縣的城鎮(zhèn)化率，代表常數(shù)項。為控制變量，包括各縣每年的固定資產投資額( )，各縣勞動力人口( )。是第個縣的固定效應，為誤差項；代表各縣(其中，80)，代表時間(其中)。

經(jīng)濟增長除了受投資、勞動力等因素影響外，還可能受到前期經(jīng)濟增長的影響。正如經(jīng)濟周期理論揭示的那樣，前期較快的經(jīng)濟增長能夠帶動消費、投資等的快速增長，而投資、消費的增加由進一步推動經(jīng)濟的增長，經(jīng)濟增長又再一次促進消費、投資等的增長，如此循環(huán)往復，經(jīng)濟進入一個擴張的階段。相反，如果經(jīng)濟在某一期出現(xiàn)增速放緩，那么消費、投資等會出現(xiàn)較大幅度的下降，消費、投資增速的放緩又進一步抑制了經(jīng)濟的增長，使得經(jīng)濟開始進入衰退的階段。總之，經(jīng)濟增長不只受當期各因素的影響，在很大程度上還受過去經(jīng)濟增長狀況的影響。而上述靜態(tài)模型中只考慮了當期的投資、勞動了等因素，并沒有考慮前期經(jīng)濟增長對當期經(jīng)濟的影響。因此，本文將進一步設定動態(tài)模型，把前期經(jīng)濟增長這一因素加入到模型中。

如果變量具有滯后性，就會引起內生性問題，導致模型的估計結果產生估計偏差。為了解決變量滯后性的問題，本文構建了如下動態(tài)模型。

其中表示人均GDP，表示人均GDP的滯后值，是滯后期數(shù)。

四、模型估計結果

(一)靜態(tài)模型結果

對于面板數(shù)據(jù)一種極端的估計方式是采用混合回歸的方法，即最小二乘法參數(shù)估計，此時假定樣本中的每個個體都有完全相同的回歸方程，從時間維度看，不同個體之間不存在顯著性差異，從截面看，不同截面的個體也不存在顯著性差異。對于面板數(shù)據(jù)更為合理的一種參數(shù)估計方法是采用固定效應模型或隨機效應模型。本文采用混合回歸、固定效用和隨機效應三種估計方法對模型參數(shù)進行估計。對于固定效應和隨機效應的參數(shù)估計，為了使估計結果更加穩(wěn)定，本文使用穩(wěn)健標準誤而非不同標準誤。為了消除不同變量數(shù)據(jù)間的異方差問題，本文對所有數(shù)據(jù)取對數(shù)。本文使用的計量軟件是Stata。

在三種模型中，城鎮(zhèn)化率的系數(shù)都在1%的水平下顯著。對于城鎮(zhèn)化率這一變量前的系數(shù)，在固定效應模型下，系數(shù)為0.15，在隨機效應模型下，系數(shù)為0.16，兩者的差距并不大。如果采用最小二乘法進行估計，其系數(shù)為0.27，與固定效應模型或隨機效應模型的結果差距較大，這可能是樣本個體在時間維度或截面維度上存在顯著的差異，而普通最小二乘法忽略了樣本個體間的差異。

雖然不同的估計方法下，系數(shù)值有差異，但城鎮(zhèn)化率變量前的系數(shù)都為正且是顯著的，這說明了城鎮(zhèn)化率與經(jīng)濟增長是正向關系，也就是說城鎮(zhèn)化率的提高促進了經(jīng)濟增長，這與本文之前的預期是相符的。對于其他變量，投資和勞動力的都對經(jīng)濟增長有影響，且影響是顯著的。

(二)動態(tài)模型模型結果

如果面板數(shù)據(jù)模型中，解釋變量包含了被解釋變量的滯后值，即使使用固定效應模型或者隨機效應模型，估計結果也是不一致的。為了解決動態(tài)面板偏差問題，本文使用差分GMM和系統(tǒng)GMM的估計方法對參數(shù)進行估計。

表1 動態(tài)模型估計結果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，括號內為標準差。

動態(tài)模型把國民生產總值的滯后一期放入解釋變量中，各參數(shù)估計結果如表1所示。列(1)與列(2)都是用系統(tǒng)GMM的方法進行參數(shù)估計，列(3)與列(4)是利用差分GMM方法對參數(shù)進行估計。列(1)與列(3)省略了投資和勞動力因素，只考慮GDP滯后期和城鎮(zhèn)化率對經(jīng)濟增長的影響。列(2)與列(4)則是考慮了模型中所有對經(jīng)濟增長產生影響的因素。

從表1的估計結果中可以看出，無論是采用系統(tǒng)GMM的估計方法，還是采用差分GMM的估計方法，城鎮(zhèn)化率的系數(shù)都是顯著的而且為正。這說明城鎮(zhèn)化率的提升對經(jīng)濟正在有影響，而且影響為正。模型中的GDP滯后一期在多種條件下也都是顯著的，這與當前的研究室相符的，說明GDP的滯后值能對當期的GDP產生影響。

五、結論與政策含義

本文利用湖北省80個縣市2008年至2014年的經(jīng)濟增長和城鎮(zhèn)化率的面板數(shù)據(jù)，構建了經(jīng)濟增長關于城鎮(zhèn)化率的模型，并從靜態(tài)和動態(tài)兩個角度對模型進行了探討，對于動態(tài)模型，本文用系統(tǒng)GMM和差分GMM兩種估計方法對模型參數(shù)進行了估計。結果顯示，不論是靜態(tài)模型還是動態(tài)模型，城鎮(zhèn)化率的系數(shù)都是顯著的而且是正向的。這也說明城鎮(zhèn)化率的提高對長期的縣域經(jīng)濟增長有正向的影響。

本文對推動城鎮(zhèn)化水平提供了一個經(jīng)濟學上的支持。面對當前我國整體城鎮(zhèn)化率不高的現(xiàn)狀，政府有必要采取一定的措施來進一步推動和提升城鎮(zhèn)化水平。首先政府需要統(tǒng)一城鄉(xiāng)的公共財政支出，政府公共支出在低保、教育、醫(yī)療和養(yǎng)老等方面應實行城鄉(xiāng)的無差異化，在當前農村發(fā)展較為滯后的情況下，還可適當向農村傾斜。其次，政府需要在法律和制度上解除農村人口向城市轉移的限制。例如長期實行的戶籍管理制度，需要進一步對其進行改革，政府應鼓勵農村人口進城落戶，并與城鎮(zhèn)居民在醫(yī)療和教育等方面享有同等權利。再次，農村地區(qū)發(fā)展滯后也是當前城鎮(zhèn)化水平較低的一個重要因素，因此，政府應加大對農村基礎設施建設等的投入，加快推動農村地區(qū)的發(fā)展。

[1]朱孔來，李靜靜,樂菲菲.中國城鎮(zhèn)化進程與經(jīng)濟增長關系的實證研究[J].統(tǒng)計研究，2011(9).

[2]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].中國農村經(jīng)濟，2014(6).

[3]王婷.中國城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響及其時空分化[J].人口研究，2013(9).

[4]王立新.經(jīng)濟增長、產業(yè)結構與城鎮(zhèn)化—基于省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].財經(jīng)論從，2014(4).

[5]宋麗智.我國固定資產投資于經(jīng)濟增長關系再檢驗：1980-2010年，宏觀經(jīng)濟研究[J].2011(11).

[6]游士兵，徐濤.腐敗、投資與經(jīng)濟增長—基于1997-2013年省級面板數(shù)據(jù)的分析[J].產經(jīng)評論，2016，7(1)：136-146.

徐濤(1991-)，男，土家族，武漢人，碩士研究生，武漢大學經(jīng)濟與管理學院，研究方向：國民經(jīng)濟運行。