市場化進(jìn)程對我國城鎮(zhèn)化水平影響研究

韓秀麗 ，張莉琴

（1.中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100083；2.寧夏大學(xué)，銀川 750021）

0 引言

我國大規(guī)模發(fā)展城鎮(zhèn)化是發(fā)生在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時期，市場化作為一種從計劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)過渡的體制改革，不是簡單的幾項規(guī)章制度的變化，而是一系列經(jīng)濟(jì)、社會、法律制度的變革，或者說是一系列的大規(guī)模制度變遷。而這種制度環(huán)境變遷作為城鎮(zhèn)化發(fā)展的背景，其意義十分重要。全面反映這一體制轉(zhuǎn)軌過程的影響，能更真實地揭示我國大規(guī)模城鎮(zhèn)化的深層次原因。但是，現(xiàn)有的研究尚未將市場化改革這一因素納入城鎮(zhèn)化研究框架中，也鮮有研究對市場化程度與城鎮(zhèn)化進(jìn)程關(guān)系進(jìn)行定量分析，同時較少有研究找出市場化影響城鎮(zhèn)化發(fā)展的效應(yīng)和強(qiáng)度。因此研究體制轉(zhuǎn)軌過程中市場化進(jìn)程與城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系及其對城鎮(zhèn)化的影響具有較強(qiáng)的實際意義。本文研究擬回答兩個問題：市場化進(jìn)程對城鎮(zhèn)化的影響究竟如何?在市場化進(jìn)程中各種影響因素對城鎮(zhèn)化影響作用到底是怎樣的？

1 實證模型和變量說明

1.1 實證模型

考慮到我國城鎮(zhèn)化所處的經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌背景，將市場化因素納入到我國城鎮(zhèn)化影響因素的回歸方程中。我國城鎮(zhèn)化滿足如下長期均衡關(guān)系：

在該方程中,urban表示城鎮(zhèn)化率,用來反映城鎮(zhèn)化水平，以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎剡M(jìn)行衡量；下標(biāo)i表示第i個省,下標(biāo)t表示第t年,j=1,2,3,4；φi和εi,t是非觀測的省級固定效應(yīng)與隨機(jī)誤差項。整個樣本包括了除重慶和西藏（這兩個地區(qū)數(shù)據(jù)不全）以外的29個省、直轄市和自治區(qū)。

Market：表示市場化程度，包括五個指標(biāo)：政府分配經(jīng)濟(jì)資源的程度（Mar1）、非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展（Mar2）、產(chǎn)品市場的發(fā)育（Mar3）、要素市場的發(fā)育（Mar4）、中介組織及法律市場的發(fā)育（Mar5）。

D包括了一系列在計量分析中控制的其他變量，而γj是這些變量的系數(shù)，這些變量包括：

Gdp：表示人均GDP。

Ind：表示非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重，即第二、三產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。

Inc：表示城鄉(xiāng)居民收入之比，即城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比。

Fiscalexp：表示財政支出占GDP的比重。

其中,β反映市場化程度對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的影響；γ1、γ2、γ3、γ4分別反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)收入差距以及財政支出比重對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的影響。

考慮到當(dāng)前的城鎮(zhèn)化水平可能會依賴其過去水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，我們在方程（1）基礎(chǔ)上通過引入因變量的滯后項構(gòu)建一個動態(tài)面板模型，并將市場化程度指數(shù)細(xì)分以后，可得下列均衡關(guān)系式：

其中，α反映上期城鎮(zhèn)化率對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的影響，其他指標(biāo)含義與式（1）相同。

另外，由于對各時間序列取對數(shù)后不影響變量之間的關(guān)系，而且對時間序列取對數(shù)后可以避免模型的異方差。因此，在運(yùn)用以上變量進(jìn)行估計時，所有變量均取了自然對數(shù)，因此變量前的估計系數(shù)也可以看作是彈性系數(shù)。

1.2 變量說明

（1）城鎮(zhèn)化率。關(guān)于城鎮(zhèn)化水平的測量指標(biāo)主要有人口比重指標(biāo)法、城鎮(zhèn)土地利用比重指標(biāo)法、調(diào)整系數(shù)法、農(nóng)村城鎮(zhèn)化指標(biāo)體系法和現(xiàn)代城市化指標(biāo)體系法5種，但是后4種方法在操作層面和數(shù)據(jù)的可獲得性上存在一定困難，現(xiàn)有研究以及國際上通行的做法都是采用人口比重指標(biāo)法，因此，本文參照傳統(tǒng)方法，以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬砍擎?zhèn)化率。由于存在統(tǒng)計口徑調(diào)查引起的異常變化，通常我們用在城鎮(zhèn)居住6個月及以上的常住人口來衡量城鎮(zhèn)人口。

（2）市場化程度。定量研究我國市場化程度的學(xué)者眾多，具有權(quán)威性和連續(xù)性的主要有樊綱等著的《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進(jìn)程報告》和李曉西的《中國市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展報告(系列)》。二者評價市場化程度的指標(biāo)體系均涵蓋了五個方面：政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育、要素市場的發(fā)育及市場中介組織及法律市場的發(fā)育，比較全面地反應(yīng)了我國市場化改革對經(jīng)濟(jì)、社會的影響。市場化指數(shù)測算的具體方法是通過運(yùn)用主成份分析法將多個單項指標(biāo)按照能最大程度反映原指標(biāo)信息的原則合成五個方面指數(shù)，最后由這五個方面指數(shù)按照一定權(quán)重再合成總指數(shù)，來反映市場化的相對程度。市場化指數(shù)將制度變量從眾多經(jīng)濟(jì)因素中分離出來獨立研究，并給予量化，可以定量的獨立考察制度變量因素的經(jīng)濟(jì)意義。

本文借鑒了樊綱的市場化指標(biāo)體系，用市場化相對指數(shù)來反映中國市場化程度。鑒于政府作用與市場作用是對立關(guān)系，即政府分配經(jīng)濟(jì)資源程度高則市場分配經(jīng)濟(jì)資源程度就低，反之亦然。在本文中以政府分配經(jīng)濟(jì)資源程度指標(biāo)來代替政府與市場的關(guān)系這一指標(biāo)，即本文反映市場化程度的各分項指標(biāo)包括：政府分配經(jīng)濟(jì)資源的程度、非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育、要素市場的發(fā)育及中介組織及法律市場的發(fā)育。其中：政府分配經(jīng)濟(jì)資源的程度提高表現(xiàn)為市場分配經(jīng)濟(jì)資源程度下降、提高農(nóng)民稅費(fèi)負(fù)擔(dān)、增加政府對企業(yè)干預(yù)、提高企業(yè)稅外負(fù)擔(dān)和擴(kuò)大政府規(guī)模；非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展包括非國有經(jīng)濟(jì)占工業(yè)銷售收入比重、占固定資產(chǎn)總投資比重、占城鎮(zhèn)總就業(yè)人數(shù)比重；產(chǎn)品市場的發(fā)育包括價格市場決定程度和減少商品地方保護(hù)；要素市場的發(fā)育包括金融市場化程度、引進(jìn)外資程度、勞動力流動性和技術(shù)成果市場化；中介組織及法律市場的發(fā)育包括中介市場發(fā)育度、對生產(chǎn)者合法權(quán)益保護(hù)、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)和消費(fèi)者權(quán)益保護(hù)。本文預(yù)期市場化程度的提高有助于促進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

（3）人均GDP。經(jīng)濟(jì)增長能引起城鎮(zhèn)聚集、規(guī)模擴(kuò)大和城鎮(zhèn)化水平提高，經(jīng)濟(jì)增長必然帶來城鎮(zhèn)化水平的提高，城鎮(zhèn)化反過來對經(jīng)濟(jì)增長也有明顯的推動作用。目前國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均GDP、人均收入等指標(biāo)皆可反映經(jīng)濟(jì)增長，考慮到人均GDP剔除了人口規(guī)模的影響，本文選擇人均GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)。在計算人均值之前，先將GDP經(jīng)過GDP平減指數(shù)核算，消除了通脹因素的影響。本文預(yù)期人均GDP對城鎮(zhèn)化水平提高具有促進(jìn)作用。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計特征（樣本數(shù)377）

（4）非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)反映了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平與質(zhì)量，同時也對城鎮(zhèn)化進(jìn)程產(chǎn)生一定的影響。產(chǎn)業(yè)發(fā)展是城鎮(zhèn)化發(fā)展的基礎(chǔ)，工業(yè)和服務(wù)業(yè)的發(fā)展不僅為社會提供豐富的物質(zhì)產(chǎn)品、精神產(chǎn)品和就業(yè)機(jī)會，而且還改善著人們的消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)結(jié)構(gòu)，影響人們對城鎮(zhèn)文明的接受速度。因此，加快二、三產(chǎn)業(yè)特別是服務(wù)業(yè)的發(fā)展有利于推動城鎮(zhèn)化進(jìn)程。本文采用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，其對城鎮(zhèn)化率的提高有促進(jìn)作用。

（5）城鄉(xiāng)居民收入之比。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入反映城鄉(xiāng)居民真正的生活水平，采用這兩個變量的絕對值之比來代表城鄉(xiāng)收入差距。用城鄉(xiāng)居民收入比（農(nóng)村居民=1）作為度量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)，計算公式為：城鄉(xiāng)居民人均收入比=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均純收入。在計算比率之前，先用各地區(qū)的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）對收入數(shù)據(jù)進(jìn)行了消漲。根據(jù)“推—拉”理論和傳統(tǒng)的勞動力流動理論，將城鄉(xiāng)居民收入差距視作農(nóng)民向城市遷移的內(nèi)在動力,從而城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)化有促進(jìn)作用。但是，鑒于中國國情，現(xiàn)階段城鄉(xiāng)收入差距也可以看成是城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)制度因素造成的后果，是城鄉(xiāng)分割的一種表現(xiàn)，城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大也有可能不利于城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)。因此，此變量對城鎮(zhèn)化的預(yù)期影響不確定。

（6）財政支出占GDP的比重。由于政府財政支出中很大一部分用于水利、道路、鐵路以及城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，這些都為城鎮(zhèn)化建設(shè)提供了硬件支持，本文采用財政支出占GDP的比重來衡量各級政府財政對城鎮(zhèn)化發(fā)展的支持力度。本文預(yù)期其對城鎮(zhèn)化水平提高起促進(jìn)作用。

1.3 數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文采用中國1997～2009年的省級面板數(shù)據(jù)，共計包括13個序列，29個截面，377個樣本點。城鎮(zhèn)化率的數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》及各省統(tǒng)計年鑒；描述市場化程度指標(biāo)（1997～2009年）的數(shù)據(jù)來源于《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進(jìn)程報告(2000、2004、2006、2009、2011)》（樊綱，王小魯?shù)戎?；其他所有?jīng)濟(jì)變量指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

1.4 計量方法

在回歸方程（2）中，由于被解釋變量滯后項（Urbant-1）與固定效應(yīng)φi存在相關(guān)性，此時，使用傳統(tǒng)估計方法進(jìn)行估計時將產(chǎn)生參數(shù)估計的有偏性和非一致性。一般地，固定效應(yīng)的存在使得被解釋變量滯后項系數(shù)的OLS估計量會存在向上偏誤（Hisao,1986）；而在時間較短的面板中，固定效應(yīng)估計則會產(chǎn)生一個嚴(yán)重向下偏誤的估計量（Bond,2002）。因此，一致估計量會處在OLS估計量和固定效應(yīng)估計量之間。此外，有些控制變量與被解釋變量也可能存在潛在的內(nèi)生性。為了解決以上計量問題，Arellano and Bond（1991）通過一階差分變換消除個體效應(yīng)，并用滯后變量作為差分方程中相應(yīng)變量的工具變量，即差分GMM方法。具體步驟如下：

為了消除特定地區(qū)效應(yīng)，對（2）式進(jìn)行一次差分，即：

其中，ΔUrbani,t-1=Urbani,t-1-Urbani,t-2，Δεi,t=εi,t-εi,t-1，因為Urbani,t-1與εi,t-1相關(guān)，所以ΔUrbani,t-1為內(nèi)生變量。

從式（3）可以看出，雖然消除了不隨時間變化的特定地區(qū)效應(yīng)，但卻包含了被解釋變量的滯后項ΔUrbani,t-1。為了克服所有解釋變量的內(nèi)生性問題(考慮到控制變量對城鎮(zhèn)化率的影響會存在滯后效應(yīng))以及新的殘差項Δεi,t與滯后的被解釋變量ΔUrbani,t-1之間的相關(guān)性，需采用工具變量來進(jìn)行估計。為此，使用所有可能的滯后變量作為差分方程相應(yīng)變量的工具變量，進(jìn)行GMM估計。但是差分GMM估計方法的缺陷在于,它會導(dǎo)致一部分樣本信息的損失,并且當(dāng)解釋變量在時間上的連續(xù)性較強(qiáng)時，利用差分GMM方法估計就會存在嚴(yán)重的弱工具變量問題。因此，為獲取各解釋變量系數(shù)的一致性估計，Arellano and Bover（1995）和 Blundell and Bond（1998）通過建立系統(tǒng)GMM方法對差分GMM估計方法進(jìn)行了改進(jìn)，即將差分方程與原始水平方程納入同一系統(tǒng)進(jìn)行估計。本文運(yùn)用系統(tǒng)GMM方法將差分方程（式（3））和水平方程（式（2））統(tǒng)一納入一個系統(tǒng)進(jìn)行估計，即對一階自回歸模型（4）進(jìn)行估計，在一階差分方程的基礎(chǔ)上引入原始水平方程，構(gòu)成一個方程系統(tǒng)，并將水平變量作為其一階差分滯后項的工具變量（由于筆者選取數(shù)據(jù)數(shù)量的有限性，為了降低過度擬合偏差的風(fēng)險，采用解釋變量的一期滯后值作為解釋變量一階差分的工具變量）。這樣可以消除模擬的內(nèi)生性問題，進(jìn)而獲得回歸系數(shù)的一致性估計。

系統(tǒng)GMM估計由于利用了更多的樣本信息,在一般情況下比差分GMM估計更有效。但這種有效性有一個前提,即系統(tǒng)估計中新增工具變量是有效的。檢驗工具變量整體有效性的是Sargan統(tǒng)計量檢驗,其原假設(shè)是新增工具變量有效,如果不能拒絕原假設(shè)則表明系統(tǒng)估計方法是有效的。另外還需要檢驗殘差項是否存在序列相關(guān)。本文用一階差分轉(zhuǎn)換方程的一階、二階序列相關(guān)檢驗AR(1)和AR(2)來判斷殘差項是否序列相關(guān)。AR(1)、AR(2)檢驗的原假設(shè)均為不存在序列相關(guān),如果拒絕AR(1)檢驗而接受AR(2)檢驗則可認(rèn)為估計方程的殘差項不存在序列相關(guān)，說明模型設(shè)定是有效和合理的。

2 實證分析及結(jié)果解釋

面板數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)或是否具有相同的單整階數(shù)是面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析的重要前提，因此，本文首先對模型中所涉及的各變量進(jìn)行單位根檢驗，本文使用LLC檢驗和IPS檢驗方法對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果表明所有涉及到的變量均在10%的顯著性水平下通過檢驗，因此可以運(yùn)用這些變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的回歸分析。此外運(yùn)用KAO檢驗發(fā)現(xiàn)ADF統(tǒng)計量在5%的顯著性水平下均顯著，說明序列之間存在協(xié)整關(guān)系。下一步將用面板數(shù)據(jù)對動態(tài)方程進(jìn)行回歸分析。另外，考慮到模擬的內(nèi)生性問題，我們還采用動態(tài)GMM方法來進(jìn)行實證檢驗，這里報告了混合OLS、固定效應(yīng)、系統(tǒng)GMM估計的實證結(jié)果。

從表2的估計結(jié)果可以看出，利用系統(tǒng)GMM計量方法得到的回歸結(jié)果更為有效和合理。并且從表3的檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，差分后的殘差只存在一階序列相關(guān)而不存在二階序列相關(guān),表明原模型的誤差項無序列相關(guān)性，從而證明模型是合理的。另外，Sargan檢驗表明模型工具變量的使用在整體上是有效的（p值大于0.1），這意味著不能拒絕用GMM估計的工具變量是有效的。在此本文只討論系統(tǒng)GMM計量方法得到的實證結(jié)果。

表2 不同計量方法下的回歸結(jié)果

在描述市場化進(jìn)程的各分項指標(biāo)中，市場中介組織及法律市場發(fā)育、要素市場發(fā)育、非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及產(chǎn)品市場發(fā)育的回歸系數(shù)均為正值且在統(tǒng)計上均滿足1%的顯著性水平，但是各指標(biāo)對城鎮(zhèn)化水平的影響強(qiáng)度不同。首先，市場中介組織及法律市場發(fā)育對城鎮(zhèn)化水平影響最強(qiáng)，從影響程度來看，當(dāng)市場中介組織及法律市場發(fā)育程度每提高10%，城鎮(zhèn)化率就提高2.16%。這說明中介組織及法律發(fā)育程度、市場組織的服務(wù)條件、對生產(chǎn)者和勞動者合法權(quán)益的保護(hù)力度等都構(gòu)成了良好的勞動力就業(yè)市場的環(huán)境，在一定程度上降低了勞動力進(jìn)入城鎮(zhèn)工作的門檻，吸引更多農(nóng)村勞動力進(jìn)城工作。其次，要素市場發(fā)育程度對城鎮(zhèn)化水平的影響次之，要素市場發(fā)育程度每提高10%，其對城鎮(zhèn)化率的影響將提高1.84%。說明提高要素市場中金融市場化程度、引進(jìn)外資程度和勞動力流動性均有利于推動城鎮(zhèn)化進(jìn)程。再次，非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展對城鎮(zhèn)化水平的影響位列第三，即非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展每提高10%，那么城鎮(zhèn)化率會上升0.96%。這是因為非國有經(jīng)濟(jì)（企業(yè)）可為農(nóng)村勞動力提供更多就業(yè)機(jī)會，使勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的拉力作用增強(qiáng)，從而能促進(jìn)城鎮(zhèn)化的進(jìn)程。最后，產(chǎn)品市場發(fā)育程度對城鎮(zhèn)化水平的影響位列第四，即產(chǎn)品市場發(fā)育程度每提高10%，則城鎮(zhèn)化率上升0.74%。這說明在產(chǎn)品市場中提升市場決定價格的程度以及減少商品地方保護(hù)力度等能在一定程度上加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程。此外，政府分配經(jīng)濟(jì)資源程度的回歸系數(shù)為負(fù)值且在統(tǒng)計上滿足10%的顯著性水平。從影響強(qiáng)度與效果來看，提高政府分配經(jīng)濟(jì)資源程度對城鎮(zhèn)化進(jìn)程有一定的阻礙作用，即政府分配經(jīng)濟(jì)資源程度每提高10%，其對城鎮(zhèn)化率的影響將降低0.89%。

表3 GMM估計的AR(1)、AR(2)檢驗以及Sargan檢驗

另外，在影響城鎮(zhèn)化水平的其他控制變量當(dāng)中，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和地方財政支出占GDP比重對城鎮(zhèn)化率的影響均顯著，其回歸系數(shù)為正值且在統(tǒng)計上均滿足1%的顯著性水平。這兩項指標(biāo)中對城鎮(zhèn)化水平的影響強(qiáng)度最大的是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重，即非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重每增加10%，城鎮(zhèn)化率將提高10.82%；其次為地方財政支出占GDP比重，該比重每增加10%，城鎮(zhèn)化率將提高2.05%。這里值得注意的是人均GDP對城鎮(zhèn)化進(jìn)程具有正向效應(yīng)，彈性系數(shù)為0.07244，但其回歸系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著，說明其對城鎮(zhèn)化進(jìn)程的影響效果不明顯，可能的原因是測算指標(biāo)所考慮的問題不夠全面，由于該指標(biāo)僅作為本研究的控制變量之一，在此不作過多討論。而城鄉(xiāng)居民人均收入之比對城鎮(zhèn)化水平的影響在10%的顯著水平上具有負(fù)向效應(yīng)，即該指標(biāo)每增加10%，城鎮(zhèn)化率將降低4.37%，可能是由于現(xiàn)階段城鄉(xiāng)收入差距是城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)制度因素造成的后果，說明城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大不利于城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)。

3 結(jié)論

本文利用我國1997～2009年29個省的動態(tài)面板數(shù)據(jù)，考察了經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時期——市場化改革過程中市場化程度與城鎮(zhèn)化進(jìn)程的長期均衡關(guān)系后發(fā)現(xiàn)：第一，提高市場化程度對城鎮(zhèn)化進(jìn)程有顯著的正向影響。在衡量市場化程度的各個分項指標(biāo)中中介組織及法律市場發(fā)育、要素市場發(fā)育、非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及產(chǎn)品市場發(fā)育這四個因素對城鎮(zhèn)化水平具有顯著的正向效應(yīng)，且影響強(qiáng)度依次遞減。這說明市場化程度的提高對城鎮(zhèn)化進(jìn)程有顯著推動作用。第二，市場分配經(jīng)濟(jì)資源程度大小對城鎮(zhèn)化進(jìn)程產(chǎn)生同向效應(yīng)。由于政府分配經(jīng)濟(jì)資源程度能從負(fù)面反應(yīng)市場分配經(jīng)濟(jì)資源狀況，政府分配經(jīng)濟(jì)資源程度提高則市場分配經(jīng)濟(jì)資源程度就會下降，因此，降低市場分配經(jīng)濟(jì)資源的程度會對城鎮(zhèn)化進(jìn)程產(chǎn)生一定的阻礙作用。第三，地方財政支出比重在提高城鎮(zhèn)化水平方面具有正向效應(yīng)。在影響城鎮(zhèn)化進(jìn)程的兩個顯著控制因素當(dāng)中，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的影響程度最大，其次為地方財政支出占GDP比重的影響，這說明現(xiàn)階段政府財政支出中很大一部分用于城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為城鎮(zhèn)化建設(shè)提供了硬件支持，對城鎮(zhèn)化進(jìn)程產(chǎn)生一定正向效應(yīng)，證明了各級政府在支配經(jīng)濟(jì)資源能力方面發(fā)揮的重要作用。

由于測算市場化程度指標(biāo)所考慮的問題不夠全面，并且可能有些因素未納入考慮的范圍，會導(dǎo)致分析市場化進(jìn)程對城鎮(zhèn)化水平的影響不夠全面和準(zhǔn)確。因此，全面分析影響城鎮(zhèn)化進(jìn)程的因素將是今后進(jìn)一步研究的方向。

[1]De Melo M,Denizer C,Gelb A,et al.Circumstance and Choice:The Role of Initial Conditions and Policies in Transition Economies[J].The World Bank Economic Review,2001,15(1).

[2]Falcetti E,Raiser M,Sanfey P.Defying the Odds:Initial Conditions,Reforms,and Growth in the First Decade of Transition[J].Journal of Comparative Economics,2002，30(2).

[3]Arellano M,Bond S.Some Tests of Specification for Panel Data:Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations[J].Review of Economic Studies,1991,58(2).

[4]夏春萍,劉文清.農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與城鎮(zhèn)化、工業(yè)化協(xié)調(diào)關(guān)系的實證研究—基于VAR模型的計量分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2012，(5).

[5]易善策.“雙重轉(zhuǎn)型”背景與中國特色城鎮(zhèn)化道路[J].濟(jì)南大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2008，(6).

[6]樊綱,王小魯.中國市場化指數(shù):各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2009年報告[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社,2010.

[7]樊綱,王小魯,朱恒鵬.中國市場化指數(shù):各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2011年報告[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2011.

[8]“城鎮(zhèn)化進(jìn)程中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移問題研究”課題組.城鎮(zhèn)化進(jìn)程中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移：戰(zhàn)略抉擇和政策思路[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2011，(6).