我國城鎮(zhèn)化進程中政府干預力度的實證分析

宋香榮，余沛貞，朱賽君

（新疆財經大學 統(tǒng)計與信息學院，新疆 烏魯木齊 830012）

1 引言

西方國家的城市化演進過程是在市場經濟條件下自發(fā)形成的，它是一種社會自然發(fā)展的過程.而我國是一個社會主義國家，我們城鎮(zhèn)化發(fā)展的最基本動力是產業(yè)的聚集以及結構的轉換、城鄉(xiāng)間的相互作用、科技的發(fā)展、制度與政策的調控等.我國異于西方城市化的一個重要特點，是“政府推動”的作用大于“自然演變”的作用，即政府的干預在城鎮(zhèn)化進程中起著最基礎的、最關鍵的作用，而且是不可替代的.

2 文獻綜述

我國絕大多數研究城鎮(zhèn)化進程中政府干預度的學者，都認為在我國城鎮(zhèn)化進程中政府起著關鍵性作用.不同于西方由市場推動的城市化，我國的城鎮(zhèn)化是在政府的強力推動下不斷向前發(fā)展的.陳甬軍，徐強等通過政府對城鎮(zhèn)化推動的實證研究，認為政府的政策導向和國家財政投資對城鎮(zhèn)化有重要的影響[1]；馬遠（2011）指出新疆城鎮(zhèn)化在功能定位、發(fā)展路徑、行政體制背景等方面存在的特殊性，決定了新疆的城鎮(zhèn)化進程必須更多地發(fā)揮政府的作用[2].朱芬華（2007）運用主成分分析、回歸分析等統(tǒng)計方法對城鎮(zhèn)化進程與政府干預力度的關系進行了實證分析研究，得出了隨著城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，我國的政府干預力度逐漸減弱的結論[3]；李琳，王發(fā)增，李磊（2008）對河南省1978-2006年的數據進行主成分分析和回歸分析，論證了河南省城鎮(zhèn)化進程中的政府干預力度總體呈下降的趨勢[4]；谷榮（2006）認為政府是城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的制定者,政府也是城鎮(zhèn)化制度的策劃者,政府又是城鎮(zhèn)化進程的實施者,而且政府也是城鎮(zhèn)化績效的評定者[5].因此，政府主導型是中國城鎮(zhèn)化的一個主要特點,政府行為在城鎮(zhèn)化進程中起著基礎性指導作用.由于經濟體制的起點、經濟轉型、國際競爭的要求,歷史文化的傳承以及地方政府的擴張沖動等原因,在推進城市化過程中,政府一直是居于指導和調配地位.

在社會主義市場經濟體制下，我國政府干預力度在城鎮(zhèn)化進程中雖然在不斷的減弱，但是還是處于不可或缺的地位，而且政府在城鎮(zhèn)化進程中發(fā)揮作用必須建立在充分尊重和發(fā)揮市場的基礎上.因此在研究城鎮(zhèn)化進程中政府干預力度的作用是一個很有研究意義的問題，對我國政府關于城鎮(zhèn)化改革的政策制定具有相當的借鑒意義.國內學者基本都認識到政府干預在我國城鎮(zhèn)化進程中的重要性，但是有關政府干預行為對城鎮(zhèn)化影響的實證分析卻不是很多，而且在僅有的實證分析的文章中所建立的政府干預力度的綜合評價指標體系有一定的不足，它僅僅反映了政府干預力度對社會經濟的影響，并不能很好的反映政府行為對城鎮(zhèn)化的影響，而且實證部分只是主成分分析和一般的回歸.本文重新選取一些能夠體現政府行為對城鎮(zhèn)化影響的指標，并且采用計量方法中的雙殘差回歸方法，剔除了城鎮(zhèn)化進程市場因素的作用，只從政府的角度來分析其對城鎮(zhèn)化進程的影響.

3 理論分析

最初，城市的產生是由于社會分工和物質交換的需求.近代的工業(yè)發(fā)展是城鎮(zhèn)化進程中的最基礎的動力源泉，城鎮(zhèn)化進程取決于生產力的發(fā)展以及不斷細化的社會分工.城鎮(zhèn)化是社會生產力發(fā)展的結果，是社會進步的表現，是一種自然的社會發(fā)展過程，不是政府作用的結果[4].對于城鎮(zhèn)化的內涵以及本質的了解，不同學科有不同的理解.地理學認為城鎮(zhèn)化進程就是農村轉變成城市的過程；社會學認為城鎮(zhèn)化是由農村的生活方式轉變?yōu)槌鞘械纳罘绞?，這意味著城鎮(zhèn)化進程只是生活方式的轉變；而經濟學認為城鎮(zhèn)化進程是由農村自然經濟轉變?yōu)槌鞘猩鐣笊a的過程.

我們在綜合對城鎮(zhèn)化的各種認識后總結：城鎮(zhèn)化，是指農村人口在地域和身份上不斷向城鎮(zhèn)轉移，第一產業(yè)向第二、三產業(yè)轉化，農業(yè)就業(yè)人員不斷向非農行業(yè)就業(yè)，從而使城鎮(zhèn)數量不斷增加，城鎮(zhèn)人口規(guī)模與地域規(guī)模不斷擴大的一種自然、社會歷史過程.城鎮(zhèn)化的表現主要有兩個方面：第一表現為人在地理位置上的空間轉移和所在行業(yè)的轉變和由此引起的生產、生活方式的改變；第二表現為城鎮(zhèn)人口與城鎮(zhèn)數量的增加、城鎮(zhèn)規(guī)模的擴大以及城鎮(zhèn)經濟社會現代化水平的提高[5].

據于西方國家城市化的發(fā)展經驗，城鎮(zhèn)化與工業(yè)化在發(fā)展趨勢上有很強的一致性和正相關性，兩者相互影響相互促進.工業(yè)化推動城鎮(zhèn)化發(fā)展的一個關鍵原因是“循環(huán)累積因果作用力”.由循環(huán)累積因果關系理論可知，受工業(yè)化的經濟規(guī)律推動，人口、資本、技術等生產要素不斷向城市聚集.兩者互為因果，城鎮(zhèn)化也得到了發(fā)展，因此，城鎮(zhèn)化與工業(yè)化之間呈現明顯的正相關性.兩者之間的關系的發(fā)展經歷了由緊密到松弛的過程.由城鎮(zhèn)化發(fā)展階段理論可知，城鎮(zhèn)化在初級階段是由工業(yè)化推動的.城鎮(zhèn)化進入加速階段之后，城鎮(zhèn)化開始加速發(fā)展并明顯超過工業(yè)化.到工業(yè)化后期，第三產業(yè)成為主導，制造業(yè)占GDP的比重逐漸下降，工業(yè)化對城鎮(zhèn)化的推動作用開始逐漸減弱[6].

由于我國城鎮(zhèn)化具有政府干預的特殊性，所以對城鎮(zhèn)化進程中政府干預行為的研究很多，其中大部分學者認為，在我國推進城鎮(zhèn)化的進程中，政府起著至關重要的作用.學者們已經強烈地認識到政府在城鎮(zhèn)化進程中的核心地位，提高交易效率，明確政府的角色；同時也要劃清政府與市場之間的界限，政府怎樣才能為市場進行經濟活動創(chuàng)造好的條件.

4 指標選取和數據來源

首先選取的指標要具有代表性，能夠反映我國城鎮(zhèn)化水平、市場對城鎮(zhèn)化的影響和從不同的側面反映政府行為對城鎮(zhèn)化的影響；其次指標的選取中數據的可得性[2]，指標的數據必須能夠獲得或經過計算可以獲得.因此，在選取指標時，必須注意有些指標雖然在理論解釋上可行，但是缺乏數據來源或者缺失數據太多，應該予以舍棄并選擇一些相同或相似代表性強數據又可得到的指標替代.但是，有些指標的數據雖然容易得到，但解釋力度不夠，代表性太弱，可信度較低，同樣也要舍棄；最后選取的指標要來自權威機構，不能隨意篡改數據，保證指標數據的真實性.

城鎮(zhèn)化水平的界定方法一般有兩種.一種是人口城鎮(zhèn)化率，即城鎮(zhèn)常住人口占總人口的比重，此指標應用最為廣泛，它很好地反映了人口在城鎮(zhèn)和農村之間的空間布局；二是非農人口的比重，即非農業(yè)人口占總人口的比重，此指標從經濟活動上體現了人口的結構關系，也較為準確的體現了城鎮(zhèn)化的經濟含義和驅動因子[7]；除此之外，還有城鎮(zhèn)化綜合評價得出的城鎮(zhèn)化水平.本文中采取人口城鎮(zhèn)化率，這里的城鎮(zhèn)人口是指居住在城鎮(zhèn)范圍內的全部常住人口.

市場因素采取工業(yè)化率即非農產業(yè)所占比重，也即二三產業(yè)GDP占總GDP的比重.根據諾瑟姆S形曲線，可知在城鎮(zhèn)化初級階段提高農業(yè)發(fā)展水平可以加速城鎮(zhèn)化的發(fā)展進程；在城鎮(zhèn)化加速階段第二產業(yè)成為推動城鎮(zhèn)化向前發(fā)展的主導力量；到了穩(wěn)定階段，第三產業(yè)對加快城鎮(zhèn)化進程的作用是第一位的.而且第二產業(yè)和第三產業(yè)的發(fā)展能夠吸納大量的農村剩余勞動力，對加速城鎮(zhèn)化進程的作用是不可估量的，所以非農化對我國城鎮(zhèn)化的推動作用較強.

政府對城鎮(zhèn)化的干預主要表現在戶籍政策，土地政策，行政規(guī)劃政策，投資政策，規(guī)劃政策等方面，在這里采用基本建設支出占比、財政收入占比、財政支出占比、國有工資占比、國有固定資產投資占比、城鎮(zhèn)固定資產占比、農村居民轉移收入占比來綜合衡量政府對城鎮(zhèn)化的干預作用.這7項指標從不同方面反映了政府對城鎮(zhèn)化的干預程度，但是各變量之間可能存在相關關系，因此采用主成分分析方法來消除指標之間的多重共線性的影響，得出一個綜合指標.

本文所選取的指標數據均來自1982-2012《中國統(tǒng)計年鑒》，其中的個別缺失數據采用均值平滑法來替代.

5 模型設定

本文采用雙殘差回歸的方法來衡量我國政府行為對城鎮(zhèn)化的影響作用.我們將城鎮(zhèn)化率對市場因素和政府因素進行OLS回歸，我們在衡量政府因素對城鎮(zhèn)化影響的時候，政府有可能是通過市場對城鎮(zhèn)化間接產生影響，所以我們要剔除市場的間接作用，單獨衡量政府行為對城鎮(zhèn)化的直接影響.首先介紹一下雙殘差回歸.

5.1 雙殘差回歸思想的理解和具體步驟

假設現在要求的是系數β2

（1）X2對X1進行回歸，得到回歸的殘差記為e2；

（2）Y對X1進行回歸，得到回歸的殘差記為e1；

（3）e1對e2回歸，得到的參數估計b2=(e2'e2)-1e2'e1就是β2的估計值.

殘差e1中扣除了Y中包含的X1的信息；殘差e2扣除了X2中包含的X1的信息.因此雙殘差（e1、e2）回歸僅反應了，在扣除了X1的影響，X2對Y的作用情況，同樣說明了系數b2表示的是變量X2與Y的偏相關.

同樣，b1的表示與b2一樣，它們是一種對稱的關系.

由雙殘差回歸得到的偏回歸系數，與傳統(tǒng)統(tǒng)計學中的偏相關系數是緊密聯系的，但從嚴格意義上來講，它不是偏相關系數.所謂的偏相關系數，是扣除了中間的影響變量后的相關系數.它和簡單相關系數相比，最主要區(qū)別是，在通常情況下，簡單相關系數是包含了兩個變量之間的直接相關關系，而且還包括了變量間的間接相關關系.這里就存在一種極端的情況：假如變量間的相關關系完全是由它們間接相關關系引起的，如果是這樣，那么在剔除中間變量相關關系以后，兩個變量間就不存在相關關系了；也可以說，如果兩個變量之間的簡單相關關系是一種負相關，但是在控制了中間變量后就可能表現為正相關.

5.2 模型的設定

模型中被解釋變量Y表示城鎮(zhèn)化率；解釋變量X1表示二三產業(yè)所占比重，二三產業(yè)比重代表市場因素；解釋變量X2政府因素.

回歸模型：LnY=c+β1X1+β2X2

（1）將LnY對X1進行OLS回歸，產生殘差；即市場因素對城鎮(zhèn)化的影響；

（2）將X2對X1進行OLS回歸，產生殘差；

（3）最終得到的參數估計就是估計值.即是剔除了市場因素對城鎮(zhèn)化的影響，得到的純粹的政府行為對城鎮(zhèn)化的影響系數.

6 實證分析

6.1 主成分分析

以上選取了七個指標的1981-2012的數據建立政府干預力度綜合評價指標體系，每一個指標從不同方面反映了政府行為對城鎮(zhèn)化的影響，但是所選取的變量之間可能存在相關關系，而且實測到的數據包含的信息也可能部分是重復的，因此采取主成分分析方法，將七個彼此相關、信息重疊的指標通過適當的線性組合，使之成為彼此獨立而又提取了原指標變異信息并帶有特定專業(yè)含義的綜合評價指標.

主成分的具體步驟：第一，對各指標進行標準化處理，以消除量綱不同帶來的影響.第二，計算相關系數矩陣，以判定各變量之間的相關度.可以看出部分指標之間高度相關，因此要用方差分解提取主成分.第三，確定主成分個數，根據特征值大于1和累計貢獻率大于80%的原則，提取兩個主要成分，并且得出兩個主成分的特征向量.第四，計算綜合得分.將特征向量與標準化后的數據相乘得到F1、F2，綜合得分 F=(0.51279*F1+0.42907*F2)/0.94186.從得出的綜合得分可以看出從1981年到2012年之間，政府干預力度總體上呈現減弱的趨勢[8].

6.2 變量的平穩(wěn)性檢驗

本文選用的是時間序列數據，首先要運用ADF方法對城鎮(zhèn)化水平Y、市場因素即非農化率X1、政府因素X2進行單位根檢驗.

表1 平穩(wěn)性檢驗結果

6.3 雙殘差回歸

影響我國城鎮(zhèn)化進程的因素既有政府因素也有市場因素，但是為了研究純粹的政府干預行為對我國城鎮(zhèn)化進程的影響，就需要剔除市場因素，因此在這里采取的方法是雙殘差回歸的方法.

（1）運用雙殘差回歸，首先用LNY對X1進行OLS回歸，得出殘差e1,然后采用EG兩步法來進行協整檢驗，看回歸結果是否是偽回歸以及兩者是否存在長期均衡關系.即對殘差e1進行單位根檢驗，如果e1平穩(wěn)，則回歸不是偽回歸，兩者存在長期均衡關系.

回歸方程：LNY=0.492299+0.037107X1

X1和常數C在5%的顯著性水平下是顯著的，F統(tǒng)計量的P值為0.00000說明模型設定合理；R^2值為0.943123，說明模型擬合較好.從回歸方程可以看出：非農比例每上升一個百分點，城鎮(zhèn)化率上升0.037107%個百分點.說明市場因素與城鎮(zhèn)化增速之間存在正相關關系，即市場因素在我國城鎮(zhèn)化進程中具有推動作用.

然后對回歸方程的殘差e1進行平穩(wěn)性檢驗，殘差e1的ADF統(tǒng)計量為-2.010909，在5%顯著性水平下是平穩(wěn)的，說明回歸不是偽回歸，城鎮(zhèn)化水平和非農比例存在長期協整關系.

（2）用X2對X1進行回歸，生成殘差序列e2;

（3）用殘差e2對e1進行OLS回歸.

e1的系數為 -6.498576，t統(tǒng)計量的 P值為0.0035，說明系數是顯著的，e1的系數即為β2的估計值.-6.498576是在剔除了市場因素之后，得到的純粹的政府因素對城鎮(zhèn)化的影響系數，表示政府因素每實際上增加一個單位，城鎮(zhèn)化率降低6.498576%個百分點.

僅從影響系數上看，政府干預行為與城鎮(zhèn)化的增速之間是負相關的，即政府一旦加強對城鎮(zhèn)化的干預力度，城鎮(zhèn)化的增速將會放緩.但在實際中，我國的市場發(fā)育還不是很完善，而且依據中國國情，完全放任由市場主導城鎮(zhèn)化是不可行的，特別是在一些落后地方，城鎮(zhèn)化還必須由政府主導.與以往計劃經濟不同，政府在城鎮(zhèn)化進程中的一些行為方式要隨之變化，而不是放任不管或緊握不放，應該以市場為主，政府為輔.

7 城鎮(zhèn)化進程中政府干預力度的趨勢分析

自新中國成立到改革開放之前，我國的城鎮(zhèn)化進程完全由政府推進，市場因素無法體現.建國之初，國民經濟處在崩潰的邊緣，百廢待興，經濟基礎薄弱，僅靠經濟自發(fā)的力量根本無法支撐起中國工業(yè)化的起步，這就需要一個強有力的政府來推動工業(yè)化[9].于是，政府接下來的重工業(yè)戰(zhàn)略使得經濟快速恢復，城市得以發(fā)展，人口從農村流入城市，但是在這一階段，國家實施計劃經濟，以國家計劃代替市場需求，社會生產和分配都由政府決定，再加上嚴格的戶籍制度、人口遷徙政策以及其他因素，城鎮(zhèn)化發(fā)展受到限制，過程曲折.一直到改革開放前，城鎮(zhèn)化才有了一定的發(fā)展.從總體上來看，這一階段城鎮(zhèn)化進程緩慢，水平較低，主導動力在政府.

改革開放到1992年之間，我國的城鎮(zhèn)化率由78年的17.92%提高到92年27.46%，平均每年提高1.098個百分點，城鎮(zhèn)化進入了快速發(fā)展時期.隨著國門的打開，經濟發(fā)生了翻天覆地的變化，政府與市場的關系也有了質的飛躍，市場才開始慢慢發(fā)揮其作用，政府干預力度減弱，城鎮(zhèn)化才有所發(fā)展.在這一階段，市場加速了城鎮(zhèn)化進程，但是政府依然是城鎮(zhèn)化的主要動力.

十四大以來，我國確立了社會主義市場經濟體制，并逐漸完善.城鎮(zhèn)化進程加快，由92年的27.46%到2012年52.57%，平均每年提高1.225個百分點.政府干預力度從2000年開始就變成負值，說明政府干預力度已經很弱.市場體制的確立，使得市場得到充足的發(fā)展，經濟得到自由、快遞的發(fā)展，然而經濟的發(fā)展離不開城鎮(zhèn)的輻射帶動作用，因此城鎮(zhèn)化也得到了快速推進，政府逐漸在很多領域讓位于市場，在城鎮(zhèn)化和經濟發(fā)展中只扮演了守夜人的角色，為經濟和城鎮(zhèn)化發(fā)展提供穩(wěn)定、良好的社會環(huán)境和制度環(huán)境.在這一階段，市場和政府共同推進城鎮(zhèn)化.

8 結語

城鎮(zhèn)化進程是在市場經濟條件下自然演變的過程，城鎮(zhèn)化的發(fā)展要遵循自身經濟規(guī)律.市場是城鎮(zhèn)化發(fā)展的內在驅動力，政府是城鎮(zhèn)化快速發(fā)展的有力保障.城鎮(zhèn)化已經進入了新的階段，政府和市場在城鎮(zhèn)化進程中的地位也要重新梳理.政府在這個過程中，應該快速調整對城鎮(zhèn)化的干預方式，做好自己守夜人的角色，打造服務型政府，為經濟和城鎮(zhèn)化的健康發(fā)展創(chuàng)造一個合理公平的競爭環(huán)境和法制健全的制度環(huán)境，形成以市場為主、政府為輔的城鎮(zhèn)化發(fā)展模式，共同推進城鎮(zhèn)化可持續(xù)發(fā)展.

〔1〕陳甬軍，徐強.政府在城市化進程中的作用分析[J].福建論壇(經濟社會版),總第228期:16-20.

〔2〕馬遠,龔新蜀.新疆城鎮(zhèn)化的特殊性與政府調控路徑[J].農業(yè)現代化研究，2011（02）:139-143.

〔3〕朱芬華.我國城市化進程中政府干預力度的實證分析[J].武漢技術學院學報，2006,6(3).

〔4〕李琳,王發(fā)曾,李磊.河南城鎮(zhèn)化進程中政府干預度的實證分析 [J].地域研究與開發(fā),2009（05）:52-55-61.

〔5〕谷榮.中國城市化的政府主導因素分析[J].現代城市研究,2006(3):51-55.

〔6〕姜愛林.城鎮(zhèn)化與工業(yè)化互動關系研究[J].財貿研究,2004（03）:1-9.

〔7〕譚鑫,朱要龍.西部地區(qū)城鎮(zhèn)化與工業(yè)化協調發(fā)展實證研究[J].學術探索,2014（05）:59-63.

〔8〕郭顯光.如何用SPSS軟件進行主成分分析[J].統(tǒng)計與信息論壇,1998(2):60-64.

〔9〕秦震.論中國政府主導型城鎮(zhèn)化模式[J].華南師范大學學報(社會科學版),2013（03）:24-29+161.