中國(guó)的市場(chǎng)化進(jìn)程推動(dòng)了城鎮(zhèn)化發(fā)展嗎

徐敏　姜勇

[內(nèi)容摘要]基于1997-2009年中國(guó)30個(gè)省域的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間杜賓模型對(duì)中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程作用城鎮(zhèn)化的機(jī)理進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)城鎮(zhèn)化率存在空間集聚和溢出效應(yīng)，不同的市場(chǎng)化進(jìn)程表征對(duì)城鎮(zhèn)化率的影響存在差異：市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境相比非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育程度對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展的貢獻(xiàn)率更大；同時(shí)，產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育程度和要素市場(chǎng)發(fā)育程度對(duì)相鄰省域的城鎮(zhèn)化率具有正向的溢出效應(yīng)；政府與市場(chǎng)關(guān)系對(duì)城鎮(zhèn)化率的影響不顯著，但對(duì)相鄰省域的城鎮(zhèn)化率具有負(fù)向的溢出效應(yīng)。

[關(guān)鍵詞]市場(chǎng)化進(jìn)程；城鎮(zhèn)化；空間溢出效應(yīng)；空間杜賓模型

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)城鎮(zhèn)化經(jīng)歷了一個(gè)起點(diǎn)低、速度快的發(fā)展過(guò)程。數(shù)據(jù)顯示，2013年中國(guó)城鎮(zhèn)化率達(dá)到53.73%，超過(guò)世界平均水平，同比1978年提高了35.81個(gè)百分點(diǎn)，年均增長(zhǎng)1.15個(gè)百分點(diǎn)。那么是什么推動(dòng)了中國(guó)城鎮(zhèn)化的發(fā)展呢？一個(gè)普遍的觀點(diǎn)是改革開(kāi)放后，中國(guó)城鎮(zhèn)化的動(dòng)力機(jī)制發(fā)生了變化，由一元或二元形式為主的城鎮(zhèn)化動(dòng)力形式逐步向多元城鎮(zhèn)化動(dòng)力形式轉(zhuǎn)變，如經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、外商投資、工業(yè)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)興起等都是驅(qū)動(dòng)中國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展的因素。經(jīng)典現(xiàn)代化理論認(rèn)為，城鎮(zhèn)化與市場(chǎng)化具有密切的內(nèi)在聯(lián)系和共生關(guān)系，推動(dòng)城鎮(zhèn)化發(fā)展的主體、內(nèi)容都是以市場(chǎng)機(jī)制為前提的，因此城鎮(zhèn)化是一個(gè)市場(chǎng)化過(guò)程。從改革開(kāi)放前后中國(guó)城鎮(zhèn)化率的變化軌跡，亦知中國(guó)城鎮(zhèn)化的進(jìn)程與中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革和對(duì)外開(kāi)放是密不可分的。那么是否能說(shuō)中國(guó)城鎮(zhèn)化的發(fā)展是得益于改革開(kāi)放帶來(lái)的市場(chǎng)化進(jìn)程呢？自1978年開(kāi)始至今，中國(guó)經(jīng)歷了近40年市場(chǎng)化取向的經(jīng)濟(jì)體制改革，1992年又明確了建設(shè)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的目標(biāo)，已經(jīng)基本改變了中央計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制的基本特征，在相當(dāng)程度上走上了市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的軌道；1997年黨的十五大認(rèn)為過(guò)去的五年里，“市場(chǎng)在資源配置中的基礎(chǔ)性作用明顯增強(qiáng)，宏觀調(diào)控體系的框架初步建立”，并進(jìn)一步提出“要加快國(guó)民經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化進(jìn)程”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展要求。2001年，中國(guó)加入世界貿(mào)易組織，并在減少和消除關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘、開(kāi)放銀行、保險(xiǎn)、電信市場(chǎng)、增加政策透明度和清理與世貿(mào)組織原則相沖突的行政法規(guī)等方面作出了承諾，這些都進(jìn)一步推進(jìn)了中國(guó)的市場(chǎng)化進(jìn)程。但是由于中國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)、制度和政策實(shí)施等方面的異質(zhì)性，市場(chǎng)化進(jìn)程也“良莠不齊”，存在一定的區(qū)域差異，進(jìn)而對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展的作用力度也存在區(qū)域失衡。因此，在中央提出“深化改革，更大發(fā)揮市場(chǎng)化作用”的背景下從省際視角著手，考慮區(qū)域之間城鎮(zhèn)化發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，對(duì)市場(chǎng)化進(jìn)程作用中國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展的機(jī)理進(jìn)行分析，這對(duì)把握市場(chǎng)化改革方向，進(jìn)而推進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

城鎮(zhèn)化動(dòng)力機(jī)制是城鎮(zhèn)化研究的熱點(diǎn)問(wèn)題之一。Lam pard梳理美國(guó)一百多年的城鎮(zhèn)化發(fā)展歷史，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)化有正向推動(dòng)作用。寧越敏從政府、企業(yè)、個(gè)人三個(gè)城市化主體的角度分析了20世紀(jì)90年代中國(guó)城市化的動(dòng)力機(jī)制和特點(diǎn)，認(rèn)為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和外來(lái)資本對(duì)城鎮(zhèn)化的影響越來(lái)越顯著。姚士謀等認(rèn)為資源環(huán)境對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)化有巨大和深刻的影響。趙金華等運(yùn)用面板模型分析得出經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和非農(nóng)就業(yè)比重、對(duì)外貿(mào)易規(guī)模、教育水平對(duì)各省城鎮(zhèn)化水平有顯著影響。曹廣忠和劉濤對(duì)城鎮(zhèn)化的驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行灰色關(guān)聯(lián)分析，認(rèn)為目前城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平逐步協(xié)調(diào)，服務(wù)業(yè)的驅(qū)動(dòng)作用已超過(guò)第二產(chǎn)業(yè)，工業(yè)仍是中西部省區(qū)城鎮(zhèn)化的核心驅(qū)動(dòng)力。蘇素和賀婭萍使用動(dòng)態(tài)面板模型分析了經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城鄉(xiāng)收入差距對(duì)城鎮(zhèn)化的影響。根據(jù)地理學(xué)第一定律，所有的事務(wù)都是存在相互聯(lián)系的，離得越近的事務(wù)彼此之間的聯(lián)系越強(qiáng)（Tobler，1970），因此如果忽略空間效應(yīng)直接進(jìn)行估計(jì)和推論，則可能導(dǎo)致不恰當(dāng)?shù)哪Ｐ驮O(shè)立。于是，王偉進(jìn)等運(yùn)用空間誤差回歸模型分析認(rèn)為與工業(yè)化發(fā)展水平相比，開(kāi)放程度對(duì)城市化水平的提升作用更為明顯。薛瑞等通過(guò)建立空間面板模型，考慮空間效應(yīng)分析了跨境資金流入對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展的驅(qū)動(dòng)作用。曾昭法和左杰構(gòu)建空間面板數(shù)據(jù)模型，得出經(jīng)濟(jì)發(fā)展、教育水平與金融發(fā)展在時(shí)間與空間維度上、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在時(shí)間維度上對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展的作用明顯。

以上文獻(xiàn)為文章的研究提供了借鑒與幫助，但是存在以下兩點(diǎn)不足。一是關(guān)于城鎮(zhèn)化動(dòng)力機(jī)制或影響因素的研究忽略了中國(guó)的市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)城鎮(zhèn)化的影響作用，目前還沒(méi)有文獻(xiàn)采用系統(tǒng)的中國(guó)市場(chǎng)進(jìn)程指標(biāo)去考察其對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)化的作用機(jī)理。眾所周知，中國(guó)是一個(gè)通過(guò)漸進(jìn)式改革而建立市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的國(guó)家，因此市場(chǎng)化因素應(yīng)被納入分析的框架內(nèi)。二是雖已有文獻(xiàn)意識(shí)到了空間效應(yīng)對(duì)模型擬合效果的影響，引入了空間計(jì)量模型，但是只關(guān)注了城鎮(zhèn)化率本身的空間溢出效應(yīng)，忽略了解釋變量（驅(qū)動(dòng)因素）對(duì)周邊區(qū)域同樣具有空間溢出作用。

對(duì)此，在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，文章試圖從以下兩個(gè)方面做進(jìn)一步研究。一是基于樊綱、王小魯對(duì)1997-2009年中國(guó)31個(gè)省域市場(chǎng)化進(jìn)程的指標(biāo)體系設(shè)計(jì)，從政府與市場(chǎng)關(guān)系、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育程度、要素市場(chǎng)的發(fā)育程度、市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境共5個(gè)方面探討市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)化的作用機(jī)理及影響差異。二是充分考慮空間效應(yīng)，引入空間面板杜賓模型，探討省域城鎮(zhèn)化水平及其市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)相鄰省域城鎮(zhèn)化的空間溢出效應(yīng)，從市場(chǎng)化角度對(duì)中國(guó)的城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)行解釋。

二、研究方法

（一）空間滯后面板模型

為了應(yīng)對(duì)非空間面板計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型忽略空間效應(yīng)的參數(shù)估計(jì)有偏問(wèn)題，引用納入空間效應(yīng)的空間面板模型。如果被解釋變量決定于其鄰近地區(qū)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(shù)據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型（spatial lag panel data model，SLPDM）：

Moran指數(shù)的取值范圍為[-1，1]。若各地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象是空間正相關(guān)，其數(shù)值越接近1；負(fù)相關(guān)則越接近-1。當(dāng)屬性值的分布與區(qū)位的分布相互獨(dú)立時(shí)就是零空間自相關(guān)性。對(duì)于Moran指數(shù)的計(jì)算結(jié)果，可以用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計(jì)量Z來(lái)檢驗(yàn)空間自相關(guān)的顯著性水平。

二是在非空間面板模型基礎(chǔ)上，構(gòu)建模型殘差的LM（Lagrange Multiplier）和穩(wěn)健（Robust）LM（robust Lagrange Multiplier）統(tǒng)計(jì)量，進(jìn)行空間自相關(guān)性檢驗(yàn)。若空間自相關(guān)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(gòu)建Wald統(tǒng)計(jì)量和LR統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)空間杜賓模型是否能簡(jiǎn)化為空間滯后模型或空間誤差模型。若原假設(shè)（1）H：θ=0；（2）H₀0：θ+ρβ=0均被拒絕或LM統(tǒng)計(jì)量和Wald或LR統(tǒng)計(jì)量指向的模型不一致，則應(yīng)選擇空間杜賓模型；若原假設(shè)（1）H₀：θ=0不能被拒絕，且穩(wěn)健LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量更為支持空間滯后模型，則應(yīng)選擇空間滯后模型；若原假設(shè)（2）H₀：θ+ρβ=0不能被拒絕，且穩(wěn)健LM檢驗(yàn)更為支持空間誤差模型，則應(yīng)選擇空間誤差模型。

三、變量選取與模型設(shè)定

（一）變量選取

城鎮(zhèn)化率（CZH）：采用“城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝诘谋壤?，作為衡量城?zhèn)化發(fā)展水平的指標(biāo)，由于個(gè)別省域城鎮(zhèn)人口統(tǒng)計(jì)的欠缺，對(duì)于這些省域用非農(nóng)業(yè)人口代替城鎮(zhèn)人口近似測(cè)算。

市場(chǎng)化進(jìn)程指標(biāo)主要借鑒樊綱、王小魯對(duì)中國(guó)各地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程的研究，從政府與市場(chǎng)關(guān)系、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育程度、要素市場(chǎng)的發(fā)育程度、市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境共5個(gè)方面反映中國(guó)市場(chǎng)化的進(jìn)程。該指數(shù)具有連貫性、多維性，被許多學(xué)者引入到相關(guān)問(wèn)題的研究中。具體指標(biāo)如表1所示。以上指標(biāo)都具有正定指向性，數(shù)值越大說(shuō)明中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程越深入。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明

選取1997-2009年中國(guó)30個(gè)省、自治區(qū)、直轄市（以下統(tǒng)稱省域）作為樣本，由于西藏?cái)?shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故不列入樣本范圍。在所用基礎(chǔ)數(shù)據(jù)中，城鎮(zhèn)化率來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省域統(tǒng)計(jì)年鑒。選擇這個(gè)時(shí)間區(qū)間進(jìn)行研究，一是因?yàn)樽?997以來(lái)，中國(guó)進(jìn)入快速發(fā)展的新城鎮(zhèn)化階段（參考《2012中國(guó)新型城市化報(bào)告》），2009年達(dá)到46.6%，市場(chǎng)化水平也有了顯著提高；二是考慮到能系統(tǒng)反映中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程的指標(biāo)較少，而目前被廣為引用的樊綱、王小魯版市場(chǎng)化指數(shù)只更新到2009年，考慮到數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，并未按統(tǒng)計(jì)方法遞延推導(dǎo)。文章的實(shí)證分析主要采用軟件Matlab完成。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）省域城鎮(zhèn)化率空間相關(guān)性檢驗(yàn)

空間面板模型回歸分析前首先進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，如果存在空間相關(guān)性，就應(yīng)該采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，可消除空間效應(yīng)帶來(lái)的估計(jì)誤差。利用公式（4）計(jì)算中國(guó)省域城鎮(zhèn)化率的Moran值，結(jié)果如表3所示。從表3中可以看出，1997-2012年中國(guó)城鎮(zhèn)化率的Moran值大致在0.2-0.3的區(qū)間內(nèi)變化，且都通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明中國(guó)城鎮(zhèn)化率存在著顯著的空間相關(guān)性。從縱向來(lái)看，中國(guó)城鎮(zhèn)化率的集聚水平隨時(shí)間呈現(xiàn)一定的規(guī)律變化，在2001年形成一個(gè)“增長(zhǎng)拐點(diǎn)”，2000年以前中國(guó)鎮(zhèn)化率的Moran值大都低于0.2，但是2000年和2001年以后中國(guó)城鎮(zhèn)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(qū)間浮動(dòng)。眾所周知，2001年中國(guó)加入世界貿(mào)易組織，進(jìn)一步推進(jìn)了中國(guó)的市場(chǎng)化進(jìn)程，那么中國(guó)城鎮(zhèn)化的發(fā)展及集聚效應(yīng)的增強(qiáng)是否得益于市場(chǎng)化進(jìn)程呢？這為文章的研究提供了契機(jī)。非空間面板模型的LN和穩(wěn)健LM檢驗(yàn)（表3）表明，無(wú)論混合效應(yīng)、空間固定、時(shí)間固定還是空間時(shí)間雙固定效應(yīng)模型的LM和穩(wěn)健LM統(tǒng)計(jì)量大都通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明模型存在著被解釋變量（城鎮(zhèn)化率CZH）的空間滯后項(xiàng)或空間誤差項(xiàng)，這同樣說(shuō)明城鎮(zhèn)化率在省域之間存在著空間集聚或相關(guān)性。

（二）模型選擇

固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的選擇。通常情況下，當(dāng)回歸結(jié)果局限于一些特定的個(gè)體時(shí)，固定效應(yīng)模型是更好的選擇，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示統(tǒng)計(jì)量為67.7081，在1%的顯著性水平下拒絕了空間效應(yīng)與解釋變量無(wú)關(guān)的原假設(shè)，因此選擇固定效應(yīng)模型。

從表4可以看出，對(duì)不同固定效應(yīng)回歸模型的LM和穩(wěn)健LM檢驗(yàn)，大都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，且對(duì)空間滯后模型的LM和穩(wěn)健LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都要大于空間誤差模型，根據(jù)Anselin（2006）、Elhorst（2010）的判別準(zhǔn)則，采用空間滯后模型應(yīng)該更合理。進(jìn)一步，通過(guò)Wald和LR的統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)判斷空間杜賓模型是否可以簡(jiǎn)化為空間滯后模型和空間誤差模型（見(jiàn)表4）。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，Wald-spatial-lag和LR-spatial-lag的統(tǒng)計(jì)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(shè)；Wald-spatial-er-ror和LR-spatial-error的統(tǒng)計(jì)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(shè)。綜上可知，固定效應(yīng)下的杜賓模型更適合于數(shù)據(jù)特征的刻畫(huà)。

（三）模型結(jié)果分析

表5展示了不同固定效應(yīng)下的空間杜賓面板模型的估計(jì)結(jié)果。

結(jié)果顯示，相對(duì)于非空間面板模型（表4），空間杜賓模型的R²和自然對(duì)數(shù)似然函數(shù)值LogL都有所提高，模型離散度σ²相對(duì)變小。這說(shuō)明考慮空間效應(yīng)的空間杜賓模型能夠提高估計(jì)的有效性。通過(guò)對(duì)不同固定效應(yīng)下的空間杜賓模型的對(duì)比分析發(fā)現(xiàn)，空間固定效應(yīng)下的空間杜賓模型的擬合優(yōu)度R²、離散度σ²以及LogL要優(yōu)于其他固定效應(yīng)模型，因此選擇空間固定效應(yīng)下的空間杜賓模型研究市場(chǎng)化對(duì)城鎮(zhèn)化的作用機(jī)制。

回歸結(jié)果顯示，某一省域城鎮(zhèn)化發(fā)展水平不僅受到本身市場(chǎng)化進(jìn)程的影響，也受到相鄰省域的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平和市場(chǎng)化進(jìn)程的影響。W^*CZH的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明中國(guó)的城鎮(zhèn)化率存在空間的互動(dòng)效應(yīng)，相鄰省域的城鎮(zhèn)化率對(duì)本省的城鎮(zhèn)化率有推動(dòng)作用。非國(guó)有經(jīng)濟(jì)也可有效推動(dòng)城鎮(zhèn)化發(fā)展。2012年非國(guó)有經(jīng)濟(jì)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率超過(guò)60%以上，吸納了80%的城鎮(zhèn)就業(yè)人員和90%的新增就業(yè)人員，其為城鎮(zhèn)化發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。W^*FGY的回歸系數(shù)不顯著，說(shuō)明目前中國(guó)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)化的作用沒(méi)有形成良好的省域聯(lián)動(dòng)機(jī)制，本省域非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)周邊省域城鎮(zhèn)化發(fā)展缺乏有效輻射。

產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育程度對(duì)城鎮(zhèn)化水平的提高有顯著正向的影響。這說(shuō)明一省域產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育程度越高，如市場(chǎng)決定產(chǎn)品價(jià)格的力度和減少商品市場(chǎng)上的地方保護(hù)主義的幅度越大（參考二級(jí)指標(biāo)），城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平就會(huì)越高。W^*CPSC的回歸系數(shù)也顯著為正，說(shuō)明一省域的產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育程度對(duì)周邊省域的城鎮(zhèn)化發(fā)展有正向推動(dòng)作用。產(chǎn)品市場(chǎng)具有正向的外部性和示范效應(yīng)，如果一省域產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育程度較高，會(huì)對(duì)相鄰省域產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育氛圍產(chǎn)生影響，起到示范作用，相鄰省域的“激勵(lì)性進(jìn)步”和本省域形成良性的產(chǎn)品市場(chǎng)流通互動(dòng)，形成更大區(qū)域、發(fā)育更強(qiáng)程度的產(chǎn)品市場(chǎng)。這也正像中國(guó)東部沿海地區(qū)的發(fā)展歷程，從改革開(kāi)放初期的幾個(gè)開(kāi)放城市點(diǎn)，商業(yè)氛圍初期弱態(tài)，到逐步形成商業(yè)氛圍濃厚的開(kāi)放區(qū)、開(kāi)放城市帶。

市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境的改善有助于城鎮(zhèn)化發(fā)展。從回歸結(jié)果來(lái)看，市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境與城鎮(zhèn)化率的回歸系數(shù)為0.9653，通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。而這一結(jié)果相比非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育程度對(duì)城鎮(zhèn)化的“氧化”程度（FGY為0.8696，CPSC為0.5233）顯然更大，這說(shuō)明制度層面的因素對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展的推動(dòng)更顯著、力度更強(qiáng)。W^*ZJ的回歸系數(shù)并不顯著，意味著一省域的市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境不會(huì)對(duì)周邊省域的城鎮(zhèn)化產(chǎn)生影響，說(shuō)明中國(guó)任何省域在制度層面都不具備絕對(duì)的領(lǐng)先優(yōu)勢(shì)，制度區(qū)域差異不大，因此對(duì)周邊省域城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的作用有限。

政府與市場(chǎng)關(guān)系和要素市場(chǎng)的發(fā)育程度對(duì)本省城鎮(zhèn)化率的影響不顯著，但空間溢出效應(yīng)明顯?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相鄰省域的政府與市場(chǎng)關(guān)系和本省城鎮(zhèn)化率的回歸系數(shù)為-1.81，且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。這說(shuō)明政府與市場(chǎng)關(guān)系處理的好壞會(huì)引起省域之間城鎮(zhèn)化發(fā)展的競(jìng)爭(zhēng)，比如人口、資金、技術(shù)等城市發(fā)展資源會(huì)因?yàn)楸臼≌c市場(chǎng)關(guān)系處理不當(dāng)，發(fā)生向相鄰省域的轉(zhuǎn)移，進(jìn)而造成本地城鎮(zhèn)化水平減弱。而相鄰省域要素市場(chǎng)發(fā)育程度（W^*YSSC）與本省城鎮(zhèn)化率的回歸系數(shù)顯著為正，這說(shuō)明目前中國(guó)在省域之間形成了要素市場(chǎng)的初步整合，出現(xiàn)了協(xié)調(diào)發(fā)展的趨勢(shì)。當(dāng)本省要素市場(chǎng)發(fā)育程度對(duì)城鎮(zhèn)化支持不夠時(shí)，可以從相鄰省域獲得有效補(bǔ)充，并能產(chǎn)生積極作用。

五、結(jié)論性評(píng)述

基于1997-2009年中國(guó)30個(gè)省域的面板數(shù)據(jù)，在檢驗(yàn)中國(guó)省域城鎮(zhèn)化率是否存在空間相關(guān)性的基礎(chǔ)上，運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對(duì)市場(chǎng)化進(jìn)程推動(dòng)城鎮(zhèn)化發(fā)展的作用機(jī)理進(jìn)行了研究，得到如下結(jié)論：

1 中國(guó)省域的城鎮(zhèn)化率存在明顯的空間依賴性。進(jìn)入21世紀(jì)以后，中國(guó)省域之間城鎮(zhèn)化率的空間相關(guān)性不斷增強(qiáng)，城鎮(zhèn)化集聚現(xiàn)象明顯，因此在城鎮(zhèn)化估計(jì)研究中應(yīng)該充分考慮省際之間的空間聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。政府在制定城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)劃時(shí)，應(yīng)充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化發(fā)展中的空間溢出效應(yīng)，加強(qiáng)區(qū)域之間的交流與合作，促進(jìn)資源要素的跨地區(qū)流動(dòng)與集聚，實(shí)現(xiàn)資源要素的最大配置、最遠(yuǎn)輻射。

2 非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境、產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育程度對(duì)城鎮(zhèn)化率的回歸系數(shù)都為正，且三者之中，市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率最大。產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育程度和城鎮(zhèn)化率具有正向的空間溢出效應(yīng)。這說(shuō)明在中國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，一省域城鎮(zhèn)化水平的提高和產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育程度的深化會(huì)對(duì)周邊省域的城鎮(zhèn)化發(fā)展產(chǎn)生顯著正向的推動(dòng)作用。

3 政府與市場(chǎng)關(guān)系和要素市場(chǎng)的發(fā)育程度對(duì)城鎮(zhèn)化率的作用不顯著，但空間溢出效應(yīng)明顯。各省域會(huì)因?yàn)閷?duì)政府與市場(chǎng)關(guān)系處理的好壞差異，形成區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)態(tài)勢(shì)，即一省域如果對(duì)政府與市場(chǎng)關(guān)系的處理優(yōu)于其他省域，就會(huì)形成對(duì)其他省域城鎮(zhèn)化發(fā)展的資源“截流效應(yīng)”，進(jìn)而削弱其他省域的城鎮(zhèn)化發(fā)展。而要素市場(chǎng)的發(fā)育程度具有正向的空間溢出效應(yīng)，即一省域要素市場(chǎng)發(fā)育程度的深化會(huì)促進(jìn)相鄰省域城鎮(zhèn)化水平的提高。

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