城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展視角的新型城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響

王永軍 張東輝

(山東大學 經(jīng)濟學院，濟南 250100)

提 要: 從城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的視角系統(tǒng)分析了新型城鎮(zhèn)化對于經(jīng)濟增長的影響。新型城鎮(zhèn)化對于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展具有倒U型的影響，即隨著新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展，其對于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的影響呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢。城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的提高并不利于經(jīng)濟增長速度的提升，但是由于新型城鎮(zhèn)化的互補作用，使得這種不利作用得到一定程度的抑制。與此同時，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展對于新型城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長之間的關系具有門限效應，當城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平低于某一水平，即泰爾指數(shù)高于某一水平時，新型城鎮(zhèn)化對于經(jīng)濟增長的促進作用更為顯著，而當城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平超過門限值，即泰爾指數(shù)低于門限值時，新型城鎮(zhèn)化對于經(jīng)濟增長的促進作用相對下降，這也意味著新型城鎮(zhèn)化對于經(jīng)濟增長的促進作用是存在極限的。

一、引 言

長期以來，學者們圍繞城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的關系展開了激烈的爭論。Chenery［1］、Lucas［2］和Krey et al.［3］均發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平的提高對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用。但是Henderson［4］、Bloom and Canning［5］和Shabu［6］則發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長之間并沒有表現(xiàn)出系統(tǒng)的關聯(lián)性。還有學者發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間并不是簡單地線性關系，而是表現(xiàn)出S型［7］或者倒U 型［8］等非線性特征。而之所以出現(xiàn)這樣的爭論，究其根源，則在于以下兩個方面:一是對于城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的測度不夠準確，二是缺乏對于城鎮(zhèn)化影響經(jīng)濟增長的機制分析。事實上，隨著城鎮(zhèn)化的不斷推進，簡單地以人口城鎮(zhèn)化率(城鎮(zhèn)人口/總人口)來衡量城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平已經(jīng)難以反映現(xiàn)代城鎮(zhèn)化的本質特征。這一點對于中國來說尤其如此。中國從2003 年就開始反思傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化發(fā)展模式，并走上了以內涵培育和質量提升為特征的新型城鎮(zhèn)化道路。因此，本文將在對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平進行科學測度的基礎上系統(tǒng)分析新型城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響。

進一步來說，新型城鎮(zhèn)化對于經(jīng)濟增長的影響是通過多種機制來實現(xiàn)的，不同的機制會對新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的關系產(chǎn)生不同的影響。更重要的是，時空條件不同，發(fā)揮主要作用的機制也自然不同。因此如果不對各種機制進行區(qū)分，那么就無法精確地辨識出新型城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間關系，這也是為什么不同的學者使用不同的樣本會得出不同結論的根源所在。為了解決該問題，本文將主要聚焦于新型城鎮(zhèn)化影響經(jīng)濟增長的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展機制。城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展主要表現(xiàn)為城鄉(xiāng)之間收入差距的縮?。?］。根據(jù)Lewis［10］、Daniels［11］和Keeble ＆ Nachum［12］，在二元經(jīng)濟社會中，農(nóng)村勞動力不斷向城市流動可以顯著縮小城鄉(xiāng)之間的收入差距。盡管Robbinson［13］、王小魯和樊綱［14］以及莫亞琳和張志超［15］都認為城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入差距之間存在著倒U 型關系，但是他們實際上也沒有否認隨著城鎮(zhèn)化的持續(xù)推進，城鄉(xiāng)之間的收入差距最終會走上不斷縮小的變動趨勢。那么，“以人為本”的新型城鎮(zhèn)化是否也會帶來城鄉(xiāng)收入差距的縮小呢?

二、新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的測度

新型城鎮(zhèn)化以科學發(fā)展作為基本理念，以人口發(fā)展作為核心任務，以提高城鎮(zhèn)化的質量作為最終落腳點。作為一項系統(tǒng)工程，其主要包括經(jīng)濟基礎、人口發(fā)展、社會功能和環(huán)境質量等四個子系統(tǒng)。因此結合《國家新型城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)劃(2014—2021)》和相關的研究成果［16－19］，我們構建了如表1 所示的用于衡量中國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的指標體系。在對指標體系內各指標進行加總整合的過程中，我們主要是采用客觀賦權法中的熵值法?！办亍笔菍Σ淮_定性的一種度量。一般來說，數(shù)據(jù)所提供的信息量越大，則不確定性越小，熵也就越小。假設有n 個研究對象，m 個評價指標，xij表示第i 個對象的第j 項指標。則“熵值法”的測度步驟如下:

(1)對原始數(shù)據(jù)進行標準化以消除量綱、量級以及反向指標的影響。

對于正向指標而言，其標準化的公式為:

對于反向指標而言，其標準化的公式為:

(2)計算第i 個指標值在第j 項指標下所占的比重。

其公式為:

(3)計算第j 項指標的熵值:

(4)計算第j 項指標的差異性系數(shù):

(5)計算第j 項指標的權重:

(6)計算各評價對象的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平:

其中，(7)式中wj為熵值法確定的指標權重，sij為各指標的標準化數(shù)值。

表1 新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的測度指標體系

2002 年中國共產(chǎn)黨第十六次代表大會提出要“走有中國特色的城鎮(zhèn)化道路”，十六屆五中全會更是將城鎮(zhèn)化提升到了國家戰(zhàn)略的高度。2007 年10 月中國共產(chǎn)黨第十七次代表大會將城鎮(zhèn)化列入“新五化”的范疇。2014 年，《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃2014 －2020》和《國家新型城鎮(zhèn)化綜合試點方案》。因此，本文將新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的測度樣本確定為2003 －2017 年30 個省級行政區(qū)(不包括西藏自治區(qū))。

基于2003—2017 年全國30 個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)，我們首先通過熵值法計算了指標層的權重，所使用的原始數(shù)據(jù)來自相應年份的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》以及《新中國六十五年統(tǒng)計資料匯編》。為確保數(shù)據(jù)的可比性，我們以2003 年為基期對相關的名義數(shù)據(jù)進行平減。

圖1 2003—2017 年各省(地區(qū))新型城鎮(zhèn)化的平均發(fā)展水平和發(fā)展趨勢①

圖1a 和圖1b 分別給出了2003—2017 年各省新型城鎮(zhèn)化的平均發(fā)展水平和分地區(qū)各年新型城鎮(zhèn)化的平均發(fā)展水平。首先，根據(jù)圖1a，我們可以發(fā)現(xiàn)，上海、北京和廣東的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平最高，而河北、廣西和貴州等省份新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平最低。尤其需要注意的是，河北省雖然毗鄰北京市，但是其新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平依然較低。這說明相對于特大城市對周邊資源的“虹吸效應”，北京市發(fā)展的外溢效應尚未充分發(fā)揮。其次，根據(jù)圖1b，我們可以發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平要明顯高于西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平，并且還高于全國平均的城鎮(zhèn)化水平。與此同時，雖然中部地區(qū)和西部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平相似，都低于全國平均的新型城鎮(zhèn)化水平，但是中部地區(qū)正在超越西部地區(qū)，并且差距呈現(xiàn)逐步擴大的趨勢。最后，根據(jù)圖1a 和圖1b，雖然東部、中部和西部地區(qū)的新型城鎮(zhèn)化都呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢，但是相對于東部地區(qū)和西部地區(qū)，中部地區(qū)各省新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平更加均衡，而東部地區(qū)各省級行政區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的水平存在較大異質性。

圖2 各省(地區(qū))泰爾指數(shù)的平均值及其變動趨勢

三、新型城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的影響

(一)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的測度

雖然城鄉(xiāng)收入差距是衡量城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的重要指標，但是該指標并未考慮城鄉(xiāng)居民人口分布的差異，尤其是在新型城鎮(zhèn)化的背景下，農(nóng)村人口大量流入城市，使得城鄉(xiāng)人口基數(shù)的變動較大，因此本文將采用泰爾指數(shù)來對城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的水平進行測度，該指標綜合考慮城鄉(xiāng)居民的收入分布和人口分布，因此對于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的測度更為精準。設Tt代表某省時期t 的泰爾指數(shù)，其計算公式為:

上式中，i=1，2 分別代表城市和農(nóng)村，It，Pt 分別代表該省的總收入和總人口，增加下標i 則代表該省城市或農(nóng)村的總收入和總人口，其中總收入使用人均收入和人口的乘積獲得。我們得到了28 個省級行政區(qū)2003—2017 年共15 年的泰爾指數(shù)，在此基礎上，我們計算了28 個省級行政區(qū)15 年期間泰爾指數(shù)的平均值，圖2a 給出了各省均值的柱狀圖，從中我們可以發(fā)現(xiàn)，上海市的泰爾指數(shù)最小，因此城鄉(xiāng)統(tǒng)籌水平最高，其次是北京和天津，相反，貴州的泰爾指數(shù)最大，因此其城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平最低，此外，云南、甘肅和陜西的泰爾指數(shù)也僅次于貴州，城鄉(xiāng)之間的差距較大。除三大直轄市以外，黑龍江、江蘇、遼寧、吉林和廣東的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平也較高。

我們進一步將全國28 個省級行政區(qū)按照前文的標準分為東部、中部和西部三個地區(qū)②，并計算了全國和各地區(qū)每一年泰爾指數(shù)的均值，圖2b 給出了這些均值的變動趨勢，從中我們可以發(fā)現(xiàn)無論是全國還是東、中、西三大地區(qū)，其泰爾指數(shù)均呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢，尤其是在2009 年之后，下降的速度明顯加快。此外，從圖2b 中我們還可以發(fā)現(xiàn)，東部和中部地區(qū)的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平要高于全國和西部地區(qū)，而西部地區(qū)則是最低的，東部地區(qū)則優(yōu)于中部地區(qū)，成為城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平最高的地區(qū)。

(二)新型城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的影響

本部分將基于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平GAP 的測度分析新型城鎮(zhèn)化URB 對其變動的影響，為了對其進行更加精確的分析，我們將引入(1)產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)STR，其具體的測算公式為:

(9)式中，μi為不可觀測的個體固定效應，εit為隨機誤差項。我們使用2003 －2017 年28 個省的面板數(shù)據(jù)作為樣本，根據(jù)F 檢驗和Hausman 檢驗，我們最終使用固定效應對樣本進行估計，其估計結果見表2。

表2 新型城鎮(zhèn)化對泰爾指數(shù)變動的影響

從表2 的估計結果可以發(fā)現(xiàn)，新型城鎮(zhèn)化對于泰爾指數(shù)的抑制作用最明顯，因此最能夠促進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌水平的提高。與此同時，國際直接投資、人力資本和結構升級指數(shù)也都有利于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌水平的提高。為了更精確地分析新型城鎮(zhèn)化對于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的影響，我們進一步使用面板數(shù)據(jù)分位數(shù)模型，分析新型城鎮(zhèn)化對于處在不同分位點的泰爾指數(shù)的影響，并進一步討論這種影響的區(qū)域異質性。結果發(fā)現(xiàn):首先，無論是全國的整體樣本還是分地區(qū)的子樣本，無論是對于處在10%、25%、50% 還是75%和90%分位數(shù)上的因變量而言，新型城鎮(zhèn)化對于泰爾指數(shù)均具有顯著的抑制作用，因此能夠顯著促進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的提高;其次，無論是全國的整體樣本，還是分地區(qū)的局部樣本，隨著泰爾指數(shù)所處分位數(shù)的提高，新型城鎮(zhèn)化對于泰爾指數(shù)的影響呈現(xiàn)出非常明顯的單調性，但是其單調性的方向存在差異，對于整體樣本、中部地區(qū)和西部地區(qū)的子樣本而言，隨著因變量所處分位數(shù)的提高，新型城鎮(zhèn)化對于泰爾指數(shù)的抑制作用是逐步遞減的，而對于東部地區(qū)而言，隨著泰爾指數(shù)所處分位數(shù)的提高，新型城鎮(zhèn)化對其的抑制作用卻是逐步增強的。與此同時，與全國和東部地區(qū)相比，在中西部地區(qū)，尤其是西部地區(qū)，新型城鎮(zhèn)化對于泰爾指數(shù)的抑制作用更為強大，結合圖2b，西部地區(qū)泰爾指數(shù)的均值明顯高于全國和東部地區(qū)，由此，我們大膽推測，新型城鎮(zhèn)化對于泰爾指數(shù)和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的影響是非線性的，因此，下面我們將在式(9)中引入新型城鎮(zhèn)化的平方項對這種非線性關系進行驗證;最后，對于全國的整體樣本而言，各控制變量對于泰爾指數(shù)都具有顯著的抑制作用，但是對于分地區(qū)的子樣本而言，各控制變量的顯著性甚至是影響方向開始出現(xiàn)明顯差異，比如東部地區(qū)，三個控制變量的系數(shù)在所有分位數(shù)的估計中都是不顯著的，而中西部地區(qū)控制變量系數(shù)的顯著性雖然得到提高，但是仍然存在部分系數(shù)的不顯著性，而且與新型城鎮(zhèn)化不同，各系數(shù)在不同分位數(shù)的回歸中不存在明顯的單調性。尤其需要注意的是，在中部地區(qū)的面板分位數(shù)模型估計中，人力資本對于泰爾指數(shù)的影響顯著為正，這可能與其人力資本的大量流失有關，對此，我們將在后續(xù)研究中進行深入探討。

根據(jù)上述分析，我們將新型城鎮(zhèn)化的平方項引入(9)式中，同時對泰爾指數(shù)取倒數(shù)以更好地對城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平進行正向描述，為簡潔起見，使用其自然對數(shù)進行估計，由此得到:

上式中，URB^2 為新型城鎮(zhèn)化的平方項，δi為不可觀測的個體固定效應，vit為隨機擾動項，我們使用2003 －2017 年28 個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)對其進行估計，經(jīng)過F 檢驗和Hausman 檢驗，個體固定效應是最佳的，其估計結果見表3。

表3 新型城鎮(zhèn)化對于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的非線性影響

從表3 的估計結果我們可以發(fā)現(xiàn)，新型城鎮(zhèn)化的二次項系數(shù)顯著為負，一次項系數(shù)顯著為正，因此，其對于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展具有顯著的倒“U”型影響，即隨著新型城鎮(zhèn)化水平的提高，其對于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的影響先上升然后下降。與此同時，產(chǎn)業(yè)結構升級也顯著有利于促進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的提高，但是人力資本和FDI 的影響則是消極的，盡管對于FDI 來說，這種影響是不顯著的。

四、新型城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響

城鄉(xiāng)收入差距對于經(jīng)濟增長具有重要影響，適度的城鄉(xiāng)差距有利于促進農(nóng)村剩余勞動力的轉移和工業(yè)化的順利推進，但是隨著城鄉(xiāng)收入差距的擴大，農(nóng)村和農(nóng)業(yè)的落后將成為制約經(jīng)濟增長的重要瓶頸，此時推動城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展也將成為新型城鎮(zhèn)化促進經(jīng)濟增長的重要方式和渠道。

(一)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響

城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展對于經(jīng)濟增長有何影響，這是本節(jié)要解決的第一個問題，我們將在前文研究的基礎上，進一步引入衡量城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的泰爾指數(shù)來分析兩者之間的關系。根據(jù)前文的分析，我們引入如下控制變量:資本存量③、勞動力數(shù)量、創(chuàng)新(以專利數(shù)量來測度)、出口額、人力資本(以每萬人的在校高中生數(shù)量來測度)和新型城鎮(zhèn)化。在此基礎上，我們將主要考察城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展對于經(jīng)濟增長的影響。

本部分主要是考察如下三種模型:(1)模型1為簡單的線性關系，只引入各變量的一次項;(2)模型2 驗證非線性關系，引入城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的平方項;(3)模型3 驗證交互關系，引入新型城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的交叉項。三種模型均使用2003—2017 年全國28 個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)，經(jīng)過F檢驗和Hausman 檢驗，三個模型均使用固定效應方法進行估計，其估計結果見表4。從中我們可以發(fā)現(xiàn):首先，無論是使用張軍等［20］方法計算得出的固定資本存量，還是使用單豪杰［21］方法計算得出的固定資本存量，模型2 中城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的平方項均不顯著，因此，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展對于經(jīng)濟增長的影響不是U 型關系。其次，無論是模型1 中的直接線性關系，還是模型3 中城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化的交互項，兩者均是顯著為正的，這表明，一方面，泰爾指數(shù)的增加即城鄉(xiāng)收入差距的擴大有利于促進經(jīng)濟增長，因此使得泰爾指數(shù)降低的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展在某種程度上是不利于經(jīng)濟增長的，但是模型3 交互項的估計結果表明，新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展將有利于降低城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展對于經(jīng)濟增長的不利影響，而且根據(jù)上文的研究，隨著新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展，其對于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的影響系數(shù)將下降，因此隨著新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的速度會降低，因此其對于經(jīng)濟增長所產(chǎn)生的不利影響將會逐漸消失甚至會由于新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展轉而促進經(jīng)濟增長。最后，資本存量、創(chuàng)新和出口都能夠顯著促進經(jīng)濟增長，但是勞動力的影響并不顯著，甚至符號為負，這說明中國的勞動力供需結構正在發(fā)生變化，勞動力的成本開始上升，導致其對于經(jīng)濟增長的影響并不顯著。

表4 城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展對于經(jīng)濟增長的影響

綜上，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展并不利于經(jīng)濟增長，但是新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展能夠在一定程度上緩解這種不利影響，與此同時，由于新型城鎮(zhèn)化對于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展具有倒U 型影響，因此隨著新型城鎮(zhèn)化的不斷發(fā)展，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的速度會降低，這也在一定程度上緩解了其對于經(jīng)濟增長的不利影響，并可能由于新型城鎮(zhèn)化的互補作用而逆轉經(jīng)濟增長持續(xù)下行的趨勢。

(二)新型城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響

上文分析了新型城鎮(zhèn)化會影響城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，那么，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展是否會影響新型城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響呢?本部分就將對此進行分析。在這一節(jié)中，我們主要是驗證在不同的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平下，新型城鎮(zhèn)化對于經(jīng)濟增長的影響是否存在差異，因此下面將引入面板門限模型對其2003 －2017 年間28 個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行分析，其中，門限變量為城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平。表5 給出了面板門限個數(shù)的估計結果，從中我們可以發(fā)現(xiàn)，該面板數(shù)據(jù)擁有一個門限值，表6 進一步給出了門限值的具體數(shù)據(jù)和置信區(qū)間。

表6 門限變量的估計結果和置信區(qū)間

表7 面板門限模型估計結果

表7 進一步給出了該面板門限模型的估計結果，從中我們可以發(fā)現(xiàn):首先，隨著城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的提高，即泰爾指數(shù)的降低，尤其是當其降到0.0312 以下時，新型城鎮(zhèn)化對于經(jīng)濟增長的促進作用有所下降，這也說明新型城鎮(zhèn)化雖然是促進經(jīng)濟增長的重要手段，但是這一手段作用的發(fā)揮可能也是有極限的;其次，無論是使用張軍等［20］的方法還是使用單豪杰［21］的方法計算得到的固定資本存量，其對于經(jīng)濟增長的影響都顯著為正，與此同時，創(chuàng)新和出口對經(jīng)濟增長也都具有顯著的促進作用;最后，勞動力和人力資本的影響并不穩(wěn)健，這一方面與我國的人口老齡化趨勢有關，另一方面則與我國人力資本的不合理配置有關。

表5 門限個數(shù)檢驗結果

五、小結與展望

本文系統(tǒng)探討了新型城鎮(zhèn)化影響經(jīng)濟增長的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展機制。研究發(fā)現(xiàn)，新型城鎮(zhèn)化的確對城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展具有積極的促進作用，但是對處于不同分位數(shù)的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平而言，新型城鎮(zhèn)化的影響存在重要區(qū)別，對于全國、中部和西部地區(qū)而言，隨著城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的提高，新型城鎮(zhèn)化對其的促進作用越來越強，但是對于東部地區(qū)來說，隨著城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的提高，新型城鎮(zhèn)化對其的促進作用卻是遞減的。而且相對于東部地區(qū)和全國的影響程度而言，中西部地區(qū)的影響更為明顯。進一步的研究發(fā)現(xiàn)，新型城鎮(zhèn)化對于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展具有倒U 型的影響，即隨著新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展，其對于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的影響呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢。

在以上研究的基礎上，本文進一步分析了新型城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關系。研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平的提高并不利于經(jīng)濟增長速度的提升，但是由于新型城鎮(zhèn)化的互補作用，使得這種不利作用得到一定程度的抑制。進一步來說，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展對于新型城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長之間的關系具有門限效應，當城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平低于某一水平，即泰爾指數(shù)高于某一水平時，新型城鎮(zhèn)化對于經(jīng)濟增長的促進作用更為顯著，而當城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展水平超過門限值，即泰爾指數(shù)低于門限值時，新型城鎮(zhèn)化對于經(jīng)濟增長的促進作用相對下降，這也意味著新型城鎮(zhèn)化對于經(jīng)濟增長的促進作用是存在極限的。需要注意的是，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展僅僅是新型城鎮(zhèn)化影響經(jīng)濟增長的其中一種機制，在以后的研究中，我們還將進一步研究新型城鎮(zhèn)化影響經(jīng)濟增長的其他機制。事實上，與傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化模式相比，新型城鎮(zhèn)化對于經(jīng)濟增長的影響不僅體現(xiàn)在經(jīng)濟增長速度上，更體現(xiàn)在經(jīng)濟增長質量上。而所謂經(jīng)濟增長質量，既包括本文所分析的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，也包括產(chǎn)業(yè)結構升級和公共服務供給。因此，從產(chǎn)業(yè)結構升級和公共服務供給等角度對新型城鎮(zhèn)化影響經(jīng)濟增長的機制進行分析將成為我們下一步研究的重點。這些機制也將與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展機制一起共同構成新型城鎮(zhèn)化區(qū)別于傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化的最顯著標志，并成為推動中國經(jīng)濟實現(xiàn)高質量發(fā)展的全新動能。

注 釋:

①東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南和重慶;西部地區(qū)包括內蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。

②與上文相比，東部地區(qū)不再包括海南，中部地區(qū)不再包括重慶，共包括28 個省級行政區(qū)。

③為穩(wěn)健起見，分別采用張軍等(2003)和單豪杰(2008)的方法進行計算。