“地改市”推進(jìn)了城市化進(jìn)程嗎？*

余吉祥 沈坤榮

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“地改市”推進(jìn)了城市化進(jìn)程嗎？*

余吉祥1沈坤榮2

（1. 安徽科技學(xué)院財經(jīng)學(xué)院 安徽蚌埠 233100）（2. 南京大學(xué)商學(xué)院 江蘇南京 210093）

“地改市”通過將滿足一定條件的縣級市升級為地級市，試圖以提高城市行政級別和經(jīng)濟(jì)發(fā)展自主權(quán)的手段推進(jìn)城市化進(jìn)程。本文的目的是評估這一政策的效果。使用人口普查數(shù)據(jù)度量城市規(guī)模，統(tǒng)計結(jié)果顯示，新設(shè)地級城市的確表現(xiàn)出了更快的增長速度，特別是上世紀(jì)80年代設(shè)置的地級市增長速度更快。一個可能的解釋是，越早實施“地改市”的城市，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初始稟賦越佳，“地改市”越能與“初始稟賦”形成正的交互效應(yīng)。但90年代的“地改市”與集聚經(jīng)濟(jì)形成了負(fù)的交互效應(yīng)。另外，市場潛能是非常穩(wěn)定的推進(jìn)城市化進(jìn)程的力量。

地改市 城市化 集聚經(jīng)濟(jì)

一、引 言

改革開放伊始，國家長期“三線建設(shè)”引致的城市投資不足，與五六十年代生育高峰帶來的就業(yè)高峰、知識青年返城等因素疊加，使得我國城市就業(yè)出現(xiàn)嚴(yán)重困難，大城市的問題尤為突出（周一星，1988）。在這一背景下，1980年全國城市規(guī)劃工作會議正式提出“控制大城市規(guī)模，合理發(fā)展中等城市，積極發(fā)展小城市”的方針。到1990年，這一政策演變?yōu)椤皣覍嵤﹪?yán)格控制大城市規(guī)模、合理發(fā)展中等城市和小城市的方針”，并寫入《中華人民共和國城市規(guī)劃法》實施。為促進(jìn)中小城市發(fā)展，推進(jìn)城市化進(jìn)程，國家在改革開放后實施了“地區(qū)改市”的政策（以下簡稱“地改市”）。①

“地改市”包括兩個方面的內(nèi)容。一是將一個縣級市的行政級別提升為地級市，二是將其與地區(qū)合并，管轄城市周邊若干個縣，實施“市領(lǐng)導(dǎo)縣”體制（劉君德、汪宇明，2000；Chung and Lam，2004；孫學(xué)玉、伍開昌，2004）。根據(jù)國務(wù)院1993年地級城市設(shè)置標(biāo)準(zhǔn)的文件精神，“地改市”的目的是“合理發(fā)展中等城市和小城市，推進(jìn)我國城市化進(jìn)程”（民政部，1993）。然而這一目的是否實現(xiàn)，如何實現(xiàn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)并沒有提供答案。本文的目的是評估這一政策的效果。從理論機(jī)制上看，“地改市”之所以具有促進(jìn)城市發(fā)展，推進(jìn)城市化進(jìn)程的可能性，主要有兩個方面的原因。

首先，“地改市”提高了城市的行政級別。1983年，國家勞動人事部和民政部在《關(guān)于地市機(jī)構(gòu)改革中的幾個主要問題的請求報告》中，首次按市的行政地位將城市劃分為地級市和縣級市，并先行將改革開放前一批規(guī)模較大的省轄市確定為地級市（劉君德和汪宇明，2000）。隨著促進(jìn)中小城市發(fā)展成為中國城市化政策的主要內(nèi)容，國家自1983年起推行“地改市”政策，大量的縣級市升級為地級市。②而亨德森（Henderson, 2009）認(rèn)為，中國不同行政級別的城市具有不同的資源獲取能力，行政級別越高，資源獲取能力越強(qiáng)，這有助于推進(jìn)城市化進(jìn)程。

其次，“地改市”擴(kuò)張了城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的自主權(quán)。在“地改市”之前，一些城市政府與省政府中間還存在“地區(qū)”一級行政機(jī)構(gòu)，由此導(dǎo)致行政效率低下以及區(qū)域不合理競爭等問題（汪宇明，2000）。“地改市”后，城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的自主權(quán)加大，有利于上述問題的解決（劉君德和汪宇明，2000）。首先，實行“地改市”后，原來布局在城市里但分屬于中央、省、地區(qū)各主管部門管理的企業(yè)，逐步交由所在地級城市統(tǒng)一管理，從而有利于解決部門分割問題。其次，實行“地改市”后，城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的自主權(quán)利增長，這有助于充分發(fā)揮本地優(yōu)勢，開展更加廣泛的地區(qū)分工和橫向經(jīng)濟(jì)合作，從而有利于解決地區(qū)分割的問題。最后，實行“地改市”后，將城市周邊的農(nóng)村地區(qū)劃歸新設(shè)置地級市領(lǐng)導(dǎo)，還有助于解決傳統(tǒng)行政體制下長期存在的城鄉(xiāng)分割問題。

已有文獻(xiàn)中存在幾項與本文主題類似的研究，但結(jié)論并不一致。史宇鵬和周黎安（2007）發(fā)現(xiàn)，“計劃單列市”的改革擴(kuò)張了城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展權(quán)限，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展。而樊勝根、李力行和張曉波（2012）以“縣改市”為例的研究發(fā)現(xiàn)，盡管“縣改市”增加了地方政府的經(jīng)濟(jì)發(fā)展權(quán)利，但縣級市只在“縣改市”之前具有良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展表現(xiàn)，“縣改市”后地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展并不理想。劉沖、喬坤元和周黎安（2014）同時研究了“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”的行政分權(quán)和“省直管縣”的財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，結(jié)果顯示，二者都具有促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長的作用，但其作用機(jī)制仍然是促進(jìn)投資增長，企業(yè)生產(chǎn)率和資源配置的效率并沒有顯著提高。唐為和王媛（2015）研究了“撤縣設(shè)區(qū)”對人口城市化的影響。他們發(fā)現(xiàn)，此項改革顯著提高了城鎮(zhèn)常住人口的增長率，直接原因是來自本縣（區(qū)）內(nèi)和外省的人口遷入。

從相關(guān)文獻(xiàn)的研究結(jié)論來看，“地改市”的政策效果難以有明確預(yù)期，這使得實證研究變得重要起來，而實證研究的一個難點是如何處理政策實施的時間跨度問題。從1983年政策開始實施，到2015年海南省儋州市升級為地級市，“地改市”政策跨越了30多年，而不同時期的政策效果可能是顯著不同的。原因在于：地級城市的設(shè)置需要滿足民政部1986和1993年頒布的“地改市”條件。③在沿海地區(qū)，城市發(fā)展的經(jīng)濟(jì)稟賦較好，從而率先滿足了地級城市設(shè)置的條件。④因此，政策實施時間的差異體現(xiàn)了城市發(fā)展所面臨的初始稟賦的不同，而城市的初始稟賦又會顯著影響到城市化進(jìn)程。在這種情況下，如果不對“地改市”實施時間的差異加以處理，就有可能導(dǎo)致對政策效果的片面評估。為此，在實證分析過程中，本文特別關(guān)注政策實施時間的差異對“地改市”政策效果所產(chǎn)生的影響。

伴隨著城市行政級別的提升以及經(jīng)濟(jì)自主權(quán)的增長，“地改市”是否推進(jìn)了城市化進(jìn)程？這種推進(jìn)作用借助了何種機(jī)制？政策實施的時間是否對政策效果產(chǎn)生了影響？對這幾個問題的回答體現(xiàn)出本文兩個方面的邊際貢獻(xiàn)。首先，在學(xué)術(shù)價值上，本文第一次評估了“地改市”的政策效果，是對中國行政體制改革的政策效果研究文獻(xiàn)的補(bǔ)充。其次，在實踐價值上，中國的城市化政策強(qiáng)調(diào)依靠中小城市發(fā)展推進(jìn)城市化進(jìn)程（Au和Henderson，2006；王小魯，2010），“地改市”政策的目的也相應(yīng)地定位為促進(jìn)中小城市發(fā)展，本文的研究可看作是對中國“中小城市偏向型”城市化政策效果的一次檢驗。

全文分為五個部分。第二部分使用第五、六次全國人口普查數(shù)據(jù)初步考察中國地級城市的人口城市化進(jìn)程，并進(jìn)行了比較研究。第三部分構(gòu)建計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，考察“地改市”政策是否，以及借助何種機(jī)制影響了城市人口增長。第四部分是實證分析，重點考察政策實施時間的差異對政策效果產(chǎn)生的影響。最后是本文的結(jié)論和政策啟示。

二、數(shù)據(jù)來源與描述性分析

根據(jù)民政部（1993）“關(guān)于調(diào)整設(shè)市標(biāo)準(zhǔn)的報告”地級城市設(shè)置的目的是促進(jìn)中小城市發(fā)展，推進(jìn)城市化進(jìn)程。本文也因此將“地改市”的政策效果定位于其在推進(jìn)城市化進(jìn)程上的作用。⑤城市化研究起始于對城市人口規(guī)模的準(zhǔn)確度量，這涉及兩個方面的問題：一是使用什么樣的指標(biāo)，二是如何界定城市的空間范圍。受數(shù)據(jù)可得性限制，以往的研究主要采用“市區(qū)非農(nóng)業(yè)人口”度量城市規(guī)模。然而，中國的城市化進(jìn)程主要表現(xiàn)為農(nóng)村向城市的人口遷移，因此，基于戶籍人口口徑統(tǒng)計的“市區(qū)非農(nóng)業(yè)人口”并不能反映人口城市化進(jìn)程。⑥以上海為例，2000年上海市轄區(qū)非農(nóng)業(yè)人口為938.21萬人，但第五次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，上海市轄區(qū)的常住人口為1434.85萬人，二者相差近500萬人。2010年，這一差距擴(kuò)大到近900萬人。因此，需要基于常住人口口徑統(tǒng)計城市人口規(guī)模。

其次，城市的空間范圍應(yīng)基于城市功能區(qū)界定，但中國的城市人口規(guī)模是基于城市的行政轄區(qū)統(tǒng)計的。由于“撤縣改區(qū)”的影響，一些城市的市轄區(qū)實際上是縣，包含有大面積的農(nóng)村地區(qū)，這使得基于城市轄區(qū)統(tǒng)計的城市人口規(guī)模并不是真實的城市規(guī)模。為了剔除這一干擾，本文使用國家統(tǒng)計局的城鄉(xiāng)劃分標(biāo)準(zhǔn)界定城市空間范圍，對2010年第六次全國人口普查數(shù)據(jù)進(jìn)行匯總，得到了2010年全國各地級城市的人口規(guī)模。⑦“五普”時并未建立合理的城鄉(xiāng)劃分標(biāo)準(zhǔn)，但周一星和于海波（2004）指出，以“建制市街道辦事處為基本單元”進(jìn)行統(tǒng)計的“市人口”是最為接近城市功能區(qū)人口規(guī)模的指標(biāo)。本文使用這一標(biāo)準(zhǔn)對第五次全國人口普查的《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)街道人口資料》進(jìn)行了匯總，得到了2000年各地級城市的人口規(guī)模。

研究樣本確定為2000年所有地級城市，應(yīng)有樣本259個。在這259個城市樣本中，含1983年“地改市”政策實施前確定的109個地級市（以下簡稱“故有城市”），以及1983-2000年間通過“地改市”政策新設(shè)置的150個地級市（以下簡稱“新設(shè)城市”）。⑧由于在《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)街道人口資料》中，2000年浙江麗水市，廣西貴港市、玉林市，四川眉山市、巴中市、資陽市，云南保山市，寧夏吳忠市等8個城市缺失街道辦事處人口數(shù)據(jù)，而這些城市均為1991-2000年間新設(shè)置的地級市，因此，2000年樣本中實含新設(shè)置地級市142個。樣本的地區(qū)分布見表1。

表1 2000年中國地級城市的分布（單位：個）⑨

數(shù)據(jù)來源：《中華人民共和國縣級以上行政區(qū)劃沿革》、各年《中華人民共和國行政區(qū)劃簡冊》。

本文首先通過比較故有城市和新設(shè)城市在2000-2010年間的人口增長率，來初步判斷“地改市”對城市化進(jìn)程的影響。如果行政級別的提升能夠有效推進(jìn)城市化進(jìn)程，那么我們預(yù)期新設(shè)地級城市會有更好的增長表現(xiàn)。特別是如果城市增長存在后發(fā)優(yōu)勢的話，那么我們應(yīng)該有更大的可能性觀察到新設(shè)城市更高的增長率，因為這些城市的初始規(guī)模一般較小。

表2列舉了2000年和2010年142個新設(shè)城市、109個故有城市的平均規(guī)模，以及它們在2000-2010年間的增長率。為了參照，表中同時也列示了全部251個城市的平均規(guī)模及其增長情況。城市人口增長的具體結(jié)果如下：2000年，全部251個地級城市的平均規(guī)模為57.3萬人，到2010年增長到102.3萬人，城市的平均規(guī)模增長78.5%，顯示出了快速的人口城市化進(jìn)程。與此對應(yīng)的是，新設(shè)置的142個城市的平均規(guī)模從28.1萬人增長到53.4萬人，增長90.0%，而故有城市的增長速度為74.1%。相比于故有城市，新設(shè)置城市的增長速度高出了16個百分點，說明“地改市”有可能推進(jìn)了人口城市化進(jìn)程。

表2 2000-2010年新設(shè)地級城市的增長表現(xiàn)（單位：個，萬人，%）

新設(shè)置的地級城市并非在同一時間內(nèi)完成，而是有一個較長時間的跨度。統(tǒng)計結(jié)果顯示，1983-1990年間，共設(shè)置地級城市74個，1991-2000年間，共設(shè)置地級城市76個。本文按兩個時間段，分別統(tǒng)計了上世紀(jì)80年代和90年代設(shè)置的地級城市在2000-2010年間的增長表現(xiàn)。結(jié)果顯示（見表3）：上世紀(jì)90年代設(shè)置的地級市在2000-2010年間人口規(guī)模增長了60%，而上世紀(jì)80年代設(shè)置的地級城市人口規(guī)模增長了111%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了90年代新設(shè)地級城市的人口增長速度。這一結(jié)果表明，“地改市”的政策效果可能會因城市設(shè)置時間的不同而有所差異。

表3 不同時間段新設(shè)地級城市的增長表現(xiàn)（單位：個，萬人，%）

注：1991-2000年間共設(shè)置地級城市76個，但有8個城市數(shù)據(jù)缺失。故實有樣本68個。

對于表3顯示出的結(jié)果，一個可能的解釋是：“地改市”與較早設(shè)置的地級城市的良好初始發(fā)展條件形成了正的交互效應(yīng)。根據(jù)民政部1986年和1993年的地級城市設(shè)置標(biāo)準(zhǔn)，地級城市的設(shè)置需要滿足“非農(nóng)業(yè)人口規(guī)?！?、“GDP規(guī)模”、“工業(yè)產(chǎn)值規(guī)?！?、“第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平”、“地方財政收入規(guī)?！钡榷鄠€條件。正常情況下，具有良好初始發(fā)展條件的城市會先行滿足“地改市”的條件，從而較早被設(shè)置為地級市。統(tǒng)計顯示，在上世紀(jì)80年代新設(shè)置的74個地級市中，有36個位于東部地區(qū)，接近一半。而在上世紀(jì)90年代新設(shè)置的76個地級市中，只有17個位于東部地區(qū)（見表3）。因此，至少從地理區(qū)位上看，上世紀(jì)80年代設(shè)置的地級市比90年代設(shè)置的地級市要更優(yōu)越一些。如果“地改市”能夠更好地發(fā)揮這種優(yōu)越的初始發(fā)展條件在推進(jìn)城市化進(jìn)程中的作用，那么表3顯示出來的特征就可以被理解。

初步的統(tǒng)計結(jié)果顯示：“地改市”有可能推進(jìn)了城市化進(jìn)程，而且較早實施“地改市”的城市，政策效果可能更為明顯。然而，描述性分析并不考慮新設(shè)城市和故有城市在其它方面的顯著差異，因此數(shù)據(jù)反映出來的只是一種可能性。如果規(guī)模更小的城市增長得更快，那么新設(shè)地級城市更高的增長率就有可能是“后發(fā)優(yōu)勢”導(dǎo)致的，而與“地改市”政策無關(guān)。也正因為如此，“地改市”對城市化進(jìn)程的影響還需要進(jìn)一步的實證檢驗。

三、模型設(shè)定與變量構(gòu)建

（一）模型設(shè)定

使用如下的模型初步檢驗“地改市”對城市人口規(guī)模增長的影響：

(N,t+1/N,t)=0+1·DNC,t+,t（1）

(N1/N)為城市在期到1期的人口增長率。是“地改市”虛擬變量，如果城市是通過“地改市”政策新設(shè)置的地級市，則1，否則0。是隨機(jī)誤差項。期設(shè)定為2000年，1期設(shè)定為2010年。

城市人口規(guī)模的增長不僅與國家的城市化政策有關(guān)，還是集聚經(jīng)濟(jì)等市場力量作用的結(jié)果。根據(jù)Glaeser（1992）的研究，城市專業(yè)化和產(chǎn)業(yè)多樣化是促進(jìn)城市人口規(guī)?？沙掷m(xù)增長的基本動力。此外，市場潛能（Fujita, 1999），人力資本（Black and Henderson, 1999）一般也對城市人口規(guī)模增長有解釋力。因此，一個拓展了的計量模型是：

(N,t+1/N,t)=0+1·DNC,t+1·SPE,t+2·DIV,t+3·AGG,t+4·HUM,t+,t（2）

在模型（2）中，代表城市的專業(yè)化水平，代表城市的產(chǎn)業(yè)多樣化程度，代表城市的市場潛能、代表城市的人力資本水平。

“地改市”提高了地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的自主權(quán)（Henderson，2009），同時打破了傳統(tǒng)體制下的部門分割、地區(qū)分割和城鄉(xiāng)分割問題（劉君德、汪宇明，2000），這有助于發(fā)揮地區(qū)比較優(yōu)勢，擴(kuò)大區(qū)域市場規(guī)模，從而更好地發(fā)揮集聚經(jīng)濟(jì)在推進(jìn)城市化進(jìn)程中的作用。也就是說，“地改市”有可能會與城市集聚經(jīng)濟(jì)形成正向的交互效應(yīng)，促進(jìn)城市人口增長。本文通過在模型（2）的基礎(chǔ)上引入“地改市”虛擬變量與各集聚經(jīng)濟(jì)變量的交互項來檢驗上述假說，新計量模型寫作：

(N/N)+· DNC+· SPE+· DIV+· AGG+· HUM+· DNC· SPE

· DNC· DIV+· DNC· AGG+· DNC· HUM+（3）

若交互項系數(shù)顯著為正，則說明“地改市”政策的實施更好地發(fā)揮了集聚經(jīng)濟(jì)等市場力量的作用，促進(jìn)了城市可持續(xù)增長。例如，當(dāng)γ顯著為正時，表明“地改市”更好地發(fā)揮了專業(yè)化在促進(jìn)城市增長中的作用。

使用模型（3）計量“地改市”的政策效果還存在較大的風(fēng)險。如果模型（3）遺漏了一些對城市規(guī)模增長有影響的因素，而這些因素又與“地改市”虛擬變量顯著相關(guān)，那么就會導(dǎo)致對“地改市”政策效果的有偏估計。例如，Glaeser（1992）的研究顯示，初始規(guī)模越低的城市后續(xù)增長速度越快。如果這一規(guī)律對中國的城市增長適用，那么城市初始規(guī)模變量的遺漏將會導(dǎo)致對“地改市”政策效果的高估，因為通過“地改市”設(shè)置的地級城市規(guī)模相對偏低。為此，本文在模型（3）的基礎(chǔ)上盡可能多地控制其他對城市增長有影響的變量，從而將最終的模型寫作：

(N/N)+· DNC+· SPE+· DIV+· AGG+· HUM+· DNC· SPE

· DNC· DIV+· DNC· AGG+· DNC· HUM+· X+（4）

X分別代表城市的初始規(guī)模、制造業(yè)占比、服務(wù)業(yè)占比、失業(yè)率、全球化水平、非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平、人均財政支出規(guī)模、省會城市等9個變量。

（二）變量構(gòu)建

1、“地改市”政策變量（）

如果城市是通過“地改市”政策設(shè)置的地級市，則=1，否則=0。該變量借助各年的《中華人民共和國行政區(qū)劃簡冊》整理而成。

2、集聚經(jīng)濟(jì)變量

（1）城市專業(yè)化（）

使用Krugman（1991）構(gòu)造的指數(shù)度量城市的專業(yè)化程度，計算公式為：SPE=∑│(s-S)。其中s表示在城市的全部就業(yè)人員中，行業(yè)的就業(yè)人員所占的比重。S表示在全國全部就業(yè)人員中，行業(yè)的就業(yè)人員占比。已有研究使用《中國城市統(tǒng)計年鑒》中城市分行業(yè)就業(yè)人數(shù)來計算城市的專業(yè)化水平，但該數(shù)據(jù)是一位數(shù)行業(yè)分類的從業(yè)人員，對制造業(yè)從業(yè)人員未作進(jìn)一步的細(xì)分。鑒于制造業(yè)就業(yè)在城市就業(yè)中的重要地位，這種處理不能準(zhǔn)確度量城市的專業(yè)化程度。與這些研究不同，本文利用2000年“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”，根據(jù)企業(yè)所處城市和兩位數(shù)制造業(yè)行業(yè)代碼，對各樣本企業(yè)的從業(yè)人員從城市和行業(yè)兩個維度進(jìn)行加總，再利用上述公式計算得到城市的專業(yè)化指數(shù)。

（2）產(chǎn)業(yè)多樣化（）

參考Glaeser（1992）的方法，使用城市就業(yè)規(guī)模最高的5個行業(yè)的就業(yè)總和占城市全部就業(yè)的比重度量城市的產(chǎn)業(yè)多樣化程度。如果該指數(shù)越小，表明城市多樣化程度越高。如果產(chǎn)業(yè)多樣化是促進(jìn)城市增長的原因，那么，預(yù)期變量的系數(shù)顯著為負(fù)。計算這一變量的數(shù)據(jù)同樣來自于2000年“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”。

（3）市場潛能（）

Harris （1954）提出了市場潛能的計算公式：mp=∑Y/d。式中，Y為第個城市的GDP，d為第個城市到第個城市的距離。當(dāng)時，城市內(nèi)部距離定義為：d=()(S/π)，S為城市面積。為了更加接近市場潛能的本質(zhì)含義，文中使用的是全市，而非市轄區(qū)的GDP，數(shù)據(jù)來源于2001年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。兩城市間的距離采用的是公路運(yùn)輸里程，借助GoogleEarth軟件測算。

（4）人力資本（）

使用城市人口的人均受教育年限來度量。數(shù)據(jù)來源于《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)街道人口資料》。

3、其他控制變量

（1）城市的初始規(guī)模（），使用2000年各個地級城市的人口規(guī)模表示。使用這一變量可檢驗城市規(guī)模增長是否具有“后發(fā)優(yōu)勢”。數(shù)據(jù)來源于《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)街道人口資料》。

（2）初始制造業(yè)占比（）。在美國的案例中，初始制造業(yè)比例越大的城市，其后續(xù)增長速度越慢（Glaeser, 1995）。但對于現(xiàn)階段的中國，制造業(yè)增長對城市增長可能至關(guān)重要。本文使用第二產(chǎn)業(yè)GDP占比度量城市的制造業(yè)占比，數(shù)據(jù)來源于2000年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

（3）初始服務(wù)業(yè)占比（），使用第三產(chǎn)業(yè)GDP占比度量。

（4）初始失業(yè)率（）。較高的失業(yè)率降低了遷移者的預(yù)期收入，從而阻礙了城市人口的增長。本文使用2000年城市市區(qū)待業(yè)率代理，數(shù)據(jù)來源于2000年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

（5）初始全球化水平（）。全球化促進(jìn)了技術(shù)的溢出，擴(kuò)大了市場規(guī)模，是促進(jìn)城市增長的重要力量。本文使用市區(qū)實際利用外資金額占市區(qū)GDP的比例來表示城市的全球化水平，數(shù)據(jù)來源于2000年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

（6）初始非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（）。加入這一變量，主要是考慮到競爭機(jī)制是促進(jìn)城市增長的重要動力。這里我們使用了一個比較粗糙一點的指標(biāo)：城市個體從業(yè)人員占比。

（7）初始城市交通基礎(chǔ)設(shè)施（），使用人均道路鋪裝面積代理，數(shù)據(jù)來源于2000年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

（8）初始財政支出規(guī)模（）。由于中國政府的財政支出具有明顯的城市偏向性，預(yù)期財政支出會顯著促進(jìn)城市增長。本文使用市區(qū)人均財政支出規(guī)模代理這一變量，數(shù)據(jù)來源于2000年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

（9）省會城市虛擬變量（）。在很多國家，地區(qū)首府往往被置于優(yōu)先發(fā)展的地位，這些城市一般會有更快的增長速度（Davis和Henderson, 2003）。引入省會城市虛擬變量可檢驗這種偏向性在中國是否存在。

（三）變量描述

變量的統(tǒng)計描述報告在表4中。

表4 變量統(tǒng)計描述

四、實證分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

模型（1）-（4）的全樣本回歸結(jié)果報告在表5中。模型（1）的回歸結(jié)果顯示，“地改市”使得城市的人口增長率提高了近10個百分點，系數(shù)在10%的水平上顯著。模型（2）的回歸結(jié)果顯示，“地改市”盡管對城市增長有正的影響，但不顯著。三個集聚經(jīng)濟(jì)變量對城市人口規(guī)模增長有顯著影響。城市專業(yè)化水平越高，城市產(chǎn)業(yè)多樣化程度越高，城市市場潛能越大，城市規(guī)模增長越快。但人力資本對城市規(guī)模增長沒有顯著影響。模型（3）用于檢驗“地改市”與集聚經(jīng)濟(jì)是否存在交互效應(yīng)，結(jié)果顯示，無論是城市專業(yè)化、產(chǎn)業(yè)多樣化、市場潛能還是人力資本，“地改市”均不能與之形成正向的交互效應(yīng)。從這個角度看，“地改市”帶來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展自主權(quán)的增長在整體上并沒有提高城市的增長能力。模型（4）進(jìn)一步引入了其他控制變量，結(jié)論不變。

在加入控制變量后，模型調(diào)整的R從0.17大幅提高到0.47，表明這些控制變量是不可或缺的，它們對城市增長的影響同樣值得關(guān)注。首先，中國地級城市增長呈現(xiàn)出顯著的“后發(fā)優(yōu)勢”，初始規(guī)模越小的城市增長得越快。其次，第二產(chǎn)業(yè)GDP占比和第三產(chǎn)業(yè)GDP占比的提高對城市增長有顯著為正的影響。在Glaser（1992）的研究結(jié)果中，第二產(chǎn)業(yè)占比越高的城市，城市的后續(xù)就業(yè)增長越慢。之所以有這種差異，可能與中美兩國所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段不同有關(guān)。第三，經(jīng)濟(jì)的全球化水平對城市增長有顯著為正的影響。第四，人均財政支出規(guī)模越高，城市增長越快。最后，省會城市有更快的增長速度。

表5 “地改市”的政策效果

續(xù)表5

模型（1）模型（2）模型（3）模型（4） Constant0.451***（0.042）-0.035（0.441）0.399（0.738）-0.360（0.720） Observations251234234231 Adjusted R20.0070.1680.1740.470 F2.81510.4066.46212.311 p0.0950.0000.0000.000

注：括號內(nèi)數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤，*表示< 0.10，**表示< 0.05，***表示< 0.01。下同。

回歸結(jié)果顯示，那些借助“地改市”政策提高了行政級別的中小城市并沒有以更快的速度增長，而且“地改市”也未能提高集聚經(jīng)濟(jì)在推進(jìn)城市化進(jìn)程中的作用。因此從整體上看，“地改市”政策所追求的“合理發(fā)展中等城市和小城市，推進(jìn)城市化進(jìn)程”的目標(biāo)并沒有實現(xiàn)。反倒是在各個模型的回歸結(jié)果中，市場潛能一直是非常穩(wěn)定的促進(jìn)城市增長的力量，這意味著中國地級城市的人口城市化進(jìn)程受到了市場力量的引導(dǎo)。

（二）時間因素重要嗎？

不同時間設(shè)置的地級城市可能存在顯著差異，表5的回歸結(jié)果并沒有考慮這種差異帶來的影響，因此可能遺漏掉了“地改市”影響城市化進(jìn)程的重要細(xì)節(jié)。如表3顯示的，上世紀(jì)80年代設(shè)置的地級市有一半位于東部地區(qū)，而90年代設(shè)置的地級市，僅有22%位于東部地區(qū)。不同時間設(shè)置的地級市在經(jīng)濟(jì)稟賦上的差異可能對表5回歸結(jié)果的普適性帶來挑戰(zhàn)。這是因為：地級城市的設(shè)置需要滿足一定的條件，設(shè)置時間的先后將意味著城市發(fā)展所擁有的初始稟賦是不一樣的。不妨假設(shè)“地改市”更有可能與良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展稟賦形成交互效應(yīng)，從而推進(jìn)城市化進(jìn)程。之所以做出這樣的假設(shè)，是因為中國的地方政府是競爭型的，當(dāng)“地改市”提高了地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的自主權(quán)后，發(fā)展稟賦良好的城市更有可能參與到與區(qū)域分工和經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程中去，促進(jìn)城市發(fā)展。而對于發(fā)展稟賦較差的城市，為了在競爭中勝出，則更有可能短視，更傾向于利用“地改市”獲得的自主權(quán)分割市場，損害城市的長期發(fā)展。

為檢驗上述假設(shè)，我們首先把所有新設(shè)置的地級城市按時間劃分為兩個子樣本：一是上世紀(jì)80年代設(shè)置的地級市，設(shè)置時間介于1983-1990年之間。二是上世紀(jì)90年代設(shè)置的地級市，設(shè)置時間介于1991-2000年之間。然后將80年代設(shè)置的地級市樣本（樣本80S）以及90年代設(shè)置的地級市樣本（樣本90S）分別與未經(jīng)歷行政級別提升的地級市樣本（樣本82）拼接，進(jìn)而形成兩個子樣本：“樣本80S+樣本82”以及“樣本90S+樣本82”。最后使用兩個樣本分別估計“地改市”的政策效果，回歸結(jié)果見表6。

使用80年代設(shè)置的地級市樣本的估計結(jié)果顯示，“地改市”并未直接提高城市的人口增長率（結(jié)果1），但在加入了“地改市”與集聚經(jīng)濟(jì)變量的交互項后，和的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正（結(jié)果2），這表明“地改市”提高了專業(yè)化和市場潛能在推進(jìn)城市化進(jìn)程中的作用。盡管不顯著，但符號符合預(yù)期。使用90年代設(shè)置的地級市樣本進(jìn)行相同的估計，結(jié)果截然相反。首先，和的符號為負(fù)，且的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著。其次，項的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，⑩顯示“地改市”降低了產(chǎn)業(yè)多樣化和市場潛能在推進(jìn)城市化進(jìn)程中的作用。兩相比較顯示，城市設(shè)置時間越早，“地改市”越能與集聚經(jīng)濟(jì)形成正的交互效應(yīng)，推進(jìn)人口城市化進(jìn)程。

表6 不同時期“地改市”的政策效果

注：所有回歸結(jié)果均對控制變量予以控制，為節(jié)省篇幅表中并未報告相應(yīng)的回歸系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤。

之所以有這種顯著的差異，本文推測可能與不同時間設(shè)置的地級市具有不同的初始發(fā)展稟賦，以及在此稟賦下內(nèi)生出的地方政府行為有關(guān)。如前文所述，地級城市設(shè)置時間的先后意味著初始發(fā)展稟賦的不同，那些先行設(shè)置的地級市具有更為優(yōu)越的發(fā)展條件。如果在發(fā)展稟賦優(yōu)越的城市適時地實施“地改市”的政策，地方政府便能夠利用新增的發(fā)展自主權(quán)改善城市專業(yè)化和區(qū)域市場一體化在推進(jìn)城市化進(jìn)程中的作用。而對于初始發(fā)展稟賦較差的城市，“地改市”帶來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展自主權(quán)卻有可能被追求短期政績的地方政府用于制造市場分割和地方保護(hù)，從而阻礙城市長期增長能力的提升。上述推測可以從張晏和龔六堂（2005）的研究結(jié)果中得到一些支持。他們的研究發(fā)現(xiàn)，分權(quán)對增長的影響是有地區(qū)差異的。在14個經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的省份，財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長有顯著為正的影響，但在另外14個經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的省份，財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長的影響不顯著。

為了檢驗表6回歸結(jié)果的可靠性，本文做了兩個方面的穩(wěn)健性檢驗。第一項檢驗是不作樣本的拆分，而是在全樣本中設(shè)置兩個“地改市”虛擬變量：和，并同時設(shè)置兩個虛擬變量與四個集聚經(jīng)濟(jì)變量的交互項：、、、、、、、，回報結(jié)果報告在表7中第二列。第二項檢驗是使用2000年設(shè)置的23個地級市樣本來考察“地改市”政策的效果，回歸結(jié)果見表7第四列。?與表6基本一致，80年代的“地改市”在10%的顯著水平上提高了城市專業(yè)化和市場潛能在推進(jìn)城市化進(jìn)程中的作用，而90年代的“地改市”分別在10%的顯著水平上降低了產(chǎn)業(yè)多樣化、5%的顯著水平上降低了市場潛能在推進(jìn)城市化進(jìn)程中的作用。如果僅使用2000年新設(shè)置的地級市考察“地改市”的政策效果，結(jié)論基本不變，“地改市”在5%的顯著水平上降低了市場潛能在推進(jìn)城市化上的作用。

表7 不同時期“地改市”政策效果的穩(wěn)健性檢驗

續(xù)表7

全樣本2000年樣本 DNC80×HUM-0.067（0.087）DNC×HUM0.078（0.127） DNC90×SPE-0.379（0.474） DNC90×DIV1.537*（0.911） DNC90×AGG-0.004**（0.002） DNC90×HUM-0.023（0.089） Constant-0.136（0.708）Constant-0.730（0.932） Observations231Observations119 Adjusted R20.492Adjusted R20.525 F10.701F8.241 p0.000p0.000

注：所有回歸結(jié)果均對控制變量予以控制，為節(jié)省篇幅表中并未報告相應(yīng)的回歸系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤。

（三）內(nèi)生性問題重要嗎？

在表5-表7的回歸結(jié)果中，市場潛能是促進(jìn)城市人口規(guī)模增長的穩(wěn)定力量，但這一結(jié)論會受到來自雙向因果關(guān)系的內(nèi)生性問題的挑戰(zhàn)。在城市規(guī)模增長提高了本地市場潛能的反向作用下，前文關(guān)于市場潛能的OLS估計結(jié)果將是有偏的。本文使用工具變量估計解決這一問題。所選工具變量有兩個：一是“城市在清末是否通有鐵路”的虛擬變量，數(shù)據(jù)來源于金士宣、徐文述（1986）發(fā)表的《中國鐵路發(fā)展史1876~1949》；二是各市到上海和深圳的最短球面距離，使用城市的經(jīng)緯度數(shù)據(jù)測算。工具變量的選擇受Ciccone and Hall（1996）啟發(fā)。由于分時期考察“地改市”的政策效果是必要的，本文使用工具變量估計方法對表6重新進(jìn)行了估計，結(jié)果報告在表8中。相關(guān)檢驗顯示本文所使用的工具變量是有效的。弱工具變量檢驗的F值分別高達(dá)62.033和59.841，表明所選工具變量與被工具的變量具有顯著的相關(guān)性。其次，薩甘檢驗的P值分別為0.157和0.801，通過了過度識別檢驗。將表8的回歸結(jié)果與表6的回歸結(jié)果進(jìn)行對比，所得結(jié)論基本不變。首先，市場潛能仍然顯著促進(jìn)了城市人口規(guī)模增長。其次，上世紀(jì)80年代的“地改市”與城市專業(yè)化形成了顯著的正向交互效應(yīng)，但90年代的“地改市”與產(chǎn)業(yè)多樣化和市場潛能形成了顯著的負(fù)向交互效應(yīng)。

表8 市場潛能對城市人口增長影響的IV估計結(jié)果

續(xù)表8

樣本80S+樣本82樣本90S+樣本82 SPE-0.189（0.332）0.068（0.312） DIV0.258（0.601）-0.309（0.566） HUM-0.053（0.061）-0.048（0.058） DNC×SPE0.844*（0.482）-0.562（0.441） DNC×DIV-0.497（0.793）1.758**（0.830） DNC×AGG0.003（0.002）-0.005***（0.002） DNC×HUM-0.048（0.086）-0.046（0.081） Constant-0.367（0.738）-0.634（0.684） Observations168165 Adjusted R20.5270.505 F11.43610.235 p0.0000.000 Weak identification test62.03359.841 Sargan statistic2.0050.063 Chi-sq(1) P-value0.1570.801

五、結(jié)論與啟示

中國的“地改市”以促進(jìn)中小城市發(fā)展，推進(jìn)城市化進(jìn)程為目標(biāo)。為實現(xiàn)這一目標(biāo)，大量的縣級市被升級為地級市，地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展自主權(quán)也隨之提升。

統(tǒng)計結(jié)果顯示，新設(shè)地級城市的確表現(xiàn)出了更快的增長速度，特別是上世紀(jì)80年代設(shè)置的地級市增長速度更快。上世紀(jì)80年代的“地改市”與集聚經(jīng)濟(jì)形成了正的交互效應(yīng)，促進(jìn)了城市人口增長，但90年代設(shè)置的“地改市”卻與集聚經(jīng)濟(jì)形成了負(fù)向的交互效應(yīng)。文章的另一個發(fā)現(xiàn)是，城市所擁有的市場潛能是非常穩(wěn)定的促進(jìn)城市增長的力量。

研究結(jié)論具有兩個方面的政策含義。

首先，“地改市”后地方政府行為應(yīng)著力于促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)集聚效應(yīng)的發(fā)揮，提高城市的可持續(xù)增長能力。“地改市”擴(kuò)張了地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的自主權(quán)，但本文的研究結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)自主權(quán)的擴(kuò)張并不必然推進(jìn)城市化進(jìn)程。任何以擴(kuò)張地方政府經(jīng)濟(jì)發(fā)展自主權(quán)的改革都要設(shè)計出一套有效約束機(jī)制，確保不以分割市場的代價實現(xiàn)地方經(jīng)濟(jì)的短期發(fā)展。同時也要設(shè)計出一套有效的激勵機(jī)制，將地方政府的行為引導(dǎo)到促進(jìn)城市專業(yè)化以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化上來，提高城市的可持續(xù)增長能力。

其次，“以促進(jìn)中小城市發(fā)展推進(jìn)城市化進(jìn)程”的傳統(tǒng)路徑值得反思。亨德森以及王小魯?shù)难芯拷Y(jié)果顯示，中國以促進(jìn)中小城市發(fā)展為主的城市化政策催生了大量的小規(guī)模城市，大規(guī)模城市數(shù)量偏少，城市的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)難以發(fā)揮。本文研究結(jié)果顯示，以促進(jìn)“中小城市發(fā)展”為目標(biāo)的“地改市”政策盡管顯著增加了地級城市的數(shù)量，但“地改市”只是推進(jìn)了上世紀(jì)80年代設(shè)置的地級城市的城市化進(jìn)程。另一方面，市場潛能是穩(wěn)定有效的推進(jìn)城市化進(jìn)程的力量。兩相比較后本文認(rèn)為，在借助“地改市”促進(jìn)中小城市發(fā)展的同時，不能忽視東部大城市在推進(jìn)城市化進(jìn)程中的作用。

1. 金士宣、徐文述：《中國鐵路發(fā)展史1876-1949》[M]，中國鐵道出版社，1986年。

2. 劉沖、喬坤元、周黎安：《行政分權(quán)與財政分權(quán)的不同效應(yīng)》[J]，《世界經(jīng)濟(jì)》2014年第10期。

3. 劉君德、汪宇明：《制度與創(chuàng)新：中國城市制度的發(fā)展與改革新論》[M]，東南大學(xué)出版社，2000年。

4. 民政部：《關(guān)于調(diào)整設(shè)市標(biāo)準(zhǔn)的報告》[EB/OL]. http://qhs.mca.gov.cn/article/zcwj/qhgl/200711/ 20071100004351.shtml，1993。

5. 史宇鵬、周黎安：《地區(qū)放權(quán)與經(jīng)濟(jì)效率：以計劃單列為例》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2007年第1期。

6. 孫學(xué)玉、伍開昌：《構(gòu)建省直接管理縣市的公共行政體制——一項關(guān)于市管縣體制改革的實證研究》[J]，《政治學(xué)研究》2004年第1期。

7. 唐為、王媛：《行政區(qū)劃調(diào)整與人口城市化：來自撤縣設(shè)區(qū)的經(jīng)驗證據(jù)》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2015年第9期。

8. 汪宇明：《中國市管縣體制的區(qū)域結(jié)構(gòu)關(guān)系及發(fā)展趨勢》[J]，《經(jīng)濟(jì)地理》2000年第3期。

9. 王小魯：《中國城市化路徑與城市規(guī)模的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2010年第10期。

10. 張晏、龔六堂：《分稅制改革、財政分權(quán)與中國經(jīng)濟(jì)增長》[J]，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》2005年第1期。

11. 周一星、于海波：《中國城市人口規(guī)模結(jié)構(gòu)的重構(gòu)（一）》[J]，《城市規(guī)劃》2004年第6期。

12. 周一星、于艇：《對我國城市發(fā)展方針的討論》[J]，《城市規(guī)劃》1988年第3期。

13. Au, C.C., and Henderson, V., 2006, “Are Chinese Cities Too Small”[J],, Vol.73 (3), PP549-576.

14. Black, D., and Henderson, V., 1999, “A Theory of Urban Growth”[J],, Vol.107 (2), PP252-284.

15. Chung, J., and Lam T., 2004, “China's ‘City System’ in Flux: Explaining Post-Mao Administrative Changes”[J], The China Quarterly, Vol.180 (12), PP945-964.

16. Ciccone, A., and Hall, R., 1996, “Productivity and the Density of Economic Activity”[J],, Vol.86 (1), PP54-70.

17. Davis, J., and Henderson, V., 2003, “Evidence on the Political Economy of the Urbanization Process”[J],, Vol.53 (1), PP98-125.

18. Fan S, Li L, and Zhang X., 2012, Challenges of Creating Cities in China: Lessons from a Short-lived County-to-City Upgrading Policy[J]., Vol.40 (3), PP476-491.

19. Fujita, M., Krugman P. R., and Venables, A.J., 1999, “The Spatial Economy: Cities, Regions and International Trade”[M]. Cambridge, Mass: MIT Press.

20. Glaser, E. L., Kallal, H. D., Scheinkman, J., A and Shleifer, A., 1992, “Growth in Cities”[J],, Vol.100 (6), PP1126-1152.

21. Glaser, E. L., Scheinkman, J. A., and Shleifer, A., 1995, “Economic Growth in A Cross-Section of Cities”, NBER Working Paper, No.5013.

22. Harris, C. D., 1954, “The Market as a Factor in the Localization of Industry in the United States”[J],, Vol.44 (4), PP315-348.

23. Henderson, J.V., 2009, “Urbanization in China: Policy Issues and Options”, Report for the China Economic Research and Advisory Programme.

24. Krugman, P., 1991, “Geography and Trade”[M]. Massachusetts, MIT Press.

（ZH）

* 本文為安徽省自然科學(xué)基金項目（1408085QG141），安徽省社科基金項目（AHSKQ2014D49），國家社科基金項目（14ZDA023），以及安徽大學(xué)農(nóng)村改革與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展研究院協(xié)同創(chuàng)新項目（ADNY201424）的階段性成果。感謝匿名審稿專家富有建設(shè)性的修改建議，文責(zé)自負(fù)。