城鎮(zhèn)化發(fā)展、資本投資與區(qū)域經(jīng)濟增長
——基于東北地區(qū)數(shù)據(jù)的實證分析

趙新宇，苗鑫桐

(吉林大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，吉林 長春 130012)

一、文獻綜述及問題的提出

城鎮(zhèn)化激發(fā)了中國經(jīng)濟發(fā)展的巨大潛力，也成為推動中國經(jīng)濟增長的重要動力。特別是改革開放以來，隨著城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)逐漸被打破、人口流動控制逐步放開，中國城鎮(zhèn)化進程進入快速發(fā)展階段。在這一時期，中國城鎮(zhèn)化率以超過年均1%的速度增長，從1978年的17.92%躍升至2020年的60.34%，在經(jīng)濟增長中的重要性日益凸顯。作為中國經(jīng)濟相對完整的區(qū)域板塊，東北地區(qū)在資源、產(chǎn)業(yè)和區(qū)位等方面具有一定的比較優(yōu)勢。新中國成立以后，在重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展的生產(chǎn)布局下，東北地區(qū)成長起一批資源型城市和工業(yè)基地城市(1)根據(jù)國務(wù)院《全國資源型城市可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃(2013-2020年)》，東北地區(qū)分布有21個地級資源型城市，占東北地區(qū)地級以上城市總數(shù)的58.33%；根據(jù)國務(wù)院《全國老工業(yè)基地調(diào)整改造規(guī)劃(2013-2022年)》，東北地區(qū)分布有23個地級老工業(yè)基地城市，占東北地區(qū)地級以上城市總數(shù)的63.89%。。較早起步的工業(yè)化帶動了東北地區(qū)城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展：1949年東北地區(qū)城鎮(zhèn)化率為24.18%，高于全國13.54個百分點；1978年東北地區(qū)城鎮(zhèn)化率為34.29%，高于全國16.37個百分點。改革開放以后，東北地區(qū)城鎮(zhèn)化率始終高于全國平均水平，但其增長速度明顯放緩，其原因一方面在于城鎮(zhèn)化率存在一定極限、不能無限增長，世界上發(fā)達國家和地區(qū)的城鎮(zhèn)化率也基本保持在80%左右；另一方面，在從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中，東北地區(qū)經(jīng)濟增長一波三折、數(shù)次陷入困境，人口流失嚴(yán)重和低生育率疊加，導(dǎo)致城鎮(zhèn)化率增長放緩。為破解區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展難題，國家從2003年開始實施東北振興戰(zhàn)略，傾斜式的投資政策使東北地區(qū)經(jīng)濟下滑趨勢得到一定緩解。因此，進一步厘清東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)狀以及相關(guān)資本投資對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用，有助于增強區(qū)域經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力，加快東北地區(qū)全面振興。

世界主要國家的發(fā)展經(jīng)驗表明，城鎮(zhèn)化是一個國家經(jīng)濟增長的重要引擎。但是在理論研究中，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的關(guān)系還存在著差異性的結(jié)論。大多數(shù)研究認(rèn)為，隨著城鎮(zhèn)化進程的深入，城市數(shù)量增多、城市規(guī)模擴大，其對經(jīng)濟增長表現(xiàn)出正向推動作用。Lampard的研究發(fā)現(xiàn)，美國城鎮(zhèn)化發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在顯著正向相關(guān)的關(guān)系，經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化發(fā)展保持較高的一致性(2)Lampard，The History of Cities in the Economically Advanced Areas. Economic Development and Cultural Change，1955(2)．。Gallup等的研究表明，城鎮(zhèn)化發(fā)展的首要目標(biāo)就是實現(xiàn)經(jīng)濟增長，人均GDP增長會因城鎮(zhèn)化率的“S”型變化趨勢呈現(xiàn)同樣的發(fā)展規(guī)律(3)Gallup，Sachs，Mellinger，Geography and Economic Development. International Regional Science Review，1999(2)．。Kolomak在對俄羅斯城鎮(zhèn)化問題的研究中，利用2000—2008年面板數(shù)據(jù)測算了城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響程度，結(jié)果發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率每增加1%，區(qū)域生產(chǎn)力便會隨之提高8%(4)Kolomak，Assessment of the Urbanization Impact on Economic Growth in Russia. Regional Research of Russia，2012(4)．。張蒞黎實證檢驗了城鎮(zhèn)化的區(qū)域增長與收斂效應(yīng)，研究結(jié)果表明城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對于我國縣域人均GDP增長和收斂性具有經(jīng)濟的正向作用，城鎮(zhèn)化能夠提高人均GDP1.94%的收斂速度(5)張蒞黎，趙果慶，吳雪萍：《中國城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟增長與收斂雙重效應(yīng):基于2000與2010年中國1968個縣份空間數(shù)據(jù)檢驗》，《中國軟科學(xué)》，2019年第1期。。程莉利用2000—2017年中國省級面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化能夠顯著促進農(nóng)村經(jīng)濟增長，并且城鎮(zhèn)化還能夠強化鄉(xiāng)村旅游對農(nóng)村經(jīng)濟的促進作用(6)程莉：《城鎮(zhèn)化、鄉(xiāng)村旅游與農(nóng)村經(jīng)濟增長》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與管理》，2020年第1期。。

部分研究結(jié)論顯示，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響不顯著甚至起負(fù)面作用。Abdel-Rahman等以35個發(fā)展中國家為樣本，利用截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)研究了城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)二者之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系(7)Abdel-Rahman，Safarzadeh，Bottomley，Economic Growth and Urbanization：A Cross Section and Time Series Analysis of Thirty Five Developing Countries. International Review Economic，2006(3)．。Poelhekke和Fox的研究結(jié)果顯示，在20世紀(jì)80年代，一些拉美國家和非洲國家的城鎮(zhèn)化得到了較快發(fā)展，但是快速發(fā)展的城鎮(zhèn)化并沒有帶來經(jīng)濟的持續(xù)增長，而是進入了經(jīng)濟增長緩慢、甚至是負(fù)增長的怪圈(8)Poelhekke，Urban Growth and Uninsured Rural Risk：Booming Towns in Bust Times. Journal of Development Economics，2011(2)． Fox，Urbanization as A Global Historical Process：Theory and Evidence from Sub Saharan Africa. Population and Development Review，2012(2)．。程莉等的研究表明，從長期看城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長表現(xiàn)為一種正向的線性關(guān)系，而在短期內(nèi)由于體制缺陷和傳導(dǎo)機制的滯后性與復(fù)雜性等問題的存在，使得城鎮(zhèn)化發(fā)展會阻礙經(jīng)濟增長(9)程莉，滕祥河，文傳浩：《人口城鎮(zhèn)化質(zhì)量對經(jīng)濟增長影響的實證分析》，《統(tǒng)計與決策》，2017年第2期。。此外，還有一些研究認(rèn)為城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系。任曉聰和蘇瞾認(rèn)為城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長是具有相互影響的內(nèi)生化過程，其研究表明我國部分區(qū)域城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)出倒“U”型非線性關(guān)系(10)任曉聰，蘇瞾：《中部地區(qū)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響研究》，《工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟》，2016年第4期。?？灼G芳和平萍的研究表明，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長存在著門檻效應(yīng)，即當(dāng)人均收入超過某個門檻值時，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)會隨著人均收入水平的提高呈現(xiàn)出倒“U”型的特點(11)孔艷芳，平萍：《城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的門檻效應(yīng)研究——基于跨國經(jīng)驗和中國現(xiàn)狀的再審視》，《當(dāng)代經(jīng)濟科學(xué)》，2016年第4期。。

東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長的效應(yīng)問題也得到了學(xué)者的關(guān)注。程遙指出東北地區(qū)計劃經(jīng)濟體制殘留歷史積弊沒有被徹底割除，地域比較優(yōu)勢發(fā)揮利用不充分阻礙了城鎮(zhèn)化的發(fā)展速度和質(zhì)量的提升(12)程遙：《東北三省農(nóng)村城鎮(zhèn)化發(fā)展的問題、潛力與路徑》，《學(xué)習(xí)與探索》，2013年第8期。。王勝今和韓一丁對東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)狀和發(fā)展路徑進行了梳理，發(fā)現(xiàn)東北地區(qū)城鎮(zhèn)化起點高，但是近些年發(fā)展緩慢，出現(xiàn)了與本地經(jīng)濟社會發(fā)展不協(xié)調(diào)的現(xiàn)象(13)王勝今，韓一?。骸稏|北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平分析》，《人口學(xué)刊》，2017年第3期。。目前，以東北地區(qū)為研究對象的城鎮(zhèn)化經(jīng)濟增長效應(yīng)的實證研究尚不多見，相關(guān)研究的前提邏輯幾乎都認(rèn)為城鎮(zhèn)化是促進東北地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的重要途徑，從而更多地分析如何推動?xùn)|北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展、以促進經(jīng)濟增長。赫金鳴、祝濱濱等的研究都對提升東北地區(qū)城鎮(zhèn)化質(zhì)量，推進產(chǎn)業(yè)發(fā)展和區(qū)域經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)性進行了論述(14)赫金鳴：《東北地區(qū)新型城鎮(zhèn)化對策研究》，《黑龍江社會科學(xué)》，2014年第1期。(15)祝濱濱，吳明東，杜磊：《東北地區(qū)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的四個著力點》，《經(jīng)濟縱橫》，2016年第2期。。鑒于既有城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響的相關(guān)結(jié)論仍存在一定爭議，因此有必要基于計量模型實證探究東北地區(qū)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響規(guī)律，以期能夠豐富城鎮(zhèn)化經(jīng)濟增長效應(yīng)理論，同時利用所得結(jié)論為破解東北地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展難題提供有參考價值的對策建議。

二、模型設(shè)定與變量說明

(一)計量模型設(shè)定

既有文獻研究表明，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的作用主要是通過要素投入、促進人力資源配置效率提高和拉動消費等實現(xiàn)的方式。為了明晰城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的貢獻，需要對生產(chǎn)要素進行分解研究。傳統(tǒng)的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(C-D生產(chǎn)函數(shù))是在技術(shù)不變的條件下，主要考量資本和勞動力兩個生產(chǎn)要素：

Y=AKαLβ

(1)

其中，K表示物質(zhì)資本投入，L表示勞動投入，Y表示總產(chǎn)出，α和β分別表示物質(zhì)資本和勞動的產(chǎn)出彈性。A表示生產(chǎn)的效率系數(shù)，通常為常數(shù)。同時，除了城鎮(zhèn)化會對其經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要影響之外，消費、投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府干預(yù)程度和對外開放水平等也會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生相應(yīng)的影響，需要把這些因素控制起來深入分析城鎮(zhèn)化對東北地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。在規(guī)模報酬不變的假設(shè)下，對C-D生產(chǎn)函數(shù)取自然對數(shù)，并引入城鎮(zhèn)化與其他控制變量，建立了研究城鎮(zhèn)化對東北地區(qū)經(jīng)濟增長所產(chǎn)生影響的計量回歸模型：

LnPCGDPit=c+β11nURBLit+β21nHCINVit+β31nMCINVit+β41nUSTRit+β51nDGINTit+β61nOPULit+μi+itε

(2)

其中，c表示截距項，i表示省份，t表示時間變量，μi表示度量各截面單元的個體差異，εit表示隨機干擾項，因變量PCGDP表示經(jīng)濟增長，自變量URBL表示城鎮(zhèn)化發(fā)展水平?？刂谱兞縃CINV表示人力資本投資，MCINV表示物質(zhì)資本投資，USTR表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，DGINT表示政府干預(yù)程度，OPUL表示對外開放水平，β1、β2、β3、β4、β5、β6為待估參數(shù)。

(二)對城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的測度

1．城鎮(zhèn)化發(fā)展水平綜合評價指標(biāo)體系

隨著我國城鎮(zhèn)化進程的深化，城鎮(zhèn)化內(nèi)涵也在不斷發(fā)生變化。特別是黨的十八大以來，我國提出實施以人的城鎮(zhèn)化為核心、以提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量為導(dǎo)向的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，城鎮(zhèn)化也進入到高質(zhì)量發(fā)展階段。本文的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平(URBL)是在考慮城鎮(zhèn)化自身特征基礎(chǔ)上，結(jié)合新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的以人為本、可持續(xù)發(fā)展、生態(tài)宜居、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌等內(nèi)涵要求，通過構(gòu)建包含5個一級指標(biāo)、12個二級指標(biāo)和46個三級指標(biāo)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平綜合評價指標(biāo)體系測算得到的(參見表1)。

2．測度方法

本文運用主客觀相結(jié)合的賦權(quán)方法確定城鎮(zhèn)化發(fā)展水平綜合評價指標(biāo)體系中各指標(biāo)的權(quán)重，具體采用熵值法和層次分析法相結(jié)合，權(quán)重測算公式如下：

ω=αφ+(1-α)φ′

(3)

其中，φ為應(yīng)用熵值法確定的各指標(biāo)的權(quán)重，φ′為應(yīng)用層次分析法確定的各指標(biāo)的權(quán)重，ω為城鎮(zhèn)化發(fā)展水平各指標(biāo)的綜合權(quán)重，α為客觀權(quán)重占主客觀權(quán)重整體的比例，本研究取α=0.5，即在綜合權(quán)重中，主客觀權(quán)重的重要性相同。在各指標(biāo)權(quán)重確定的基礎(chǔ)上，運用線性加權(quán)求和法測量東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，具體測量公式如下：

(4)

其中，URBL為城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，ωi為第i項指標(biāo)的權(quán)重，hi表示經(jīng)過無量綱化處理后的指標(biāo)值，n為評價指標(biāo)的個數(shù)。

表1 城鎮(zhèn)化發(fā)展水平綜合評價指標(biāo)體系

(三)變量選擇

1．因變量

經(jīng)濟增長是本研究所要考慮的因變量。從現(xiàn)有文獻可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們通常選用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、年均GDP增長率、人均GDP和人均收入等變量反映不同個體的經(jīng)濟實力和增長速度，盡管這些變量都能夠反映經(jīng)濟增長水平，考慮到經(jīng)濟增長不僅與GDP總量有關(guān)，還受到當(dāng)年的人口數(shù)量影響，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為人均GDP能夠剔除人口規(guī)模的影響，能夠精細(xì)地衡量經(jīng)濟增長。因此，本文研究的因變量用人均GDP(即PCGDP)來表示。

2．控制變量

除了自變量城鎮(zhèn)化發(fā)展水平(URBL)外，還需要對其他影響因素進行控制。本研究所選取的控制變量主要包括：投資，包括人力資本投資(HCINV)和物質(zhì)資本投資(MCINV)，分別用普通高等學(xué)校在校生人數(shù)和人均全社會固定資產(chǎn)投資表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(USTR)，用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值表示；政府干預(yù)程度(DGINT)用地方財政支出占GDP的比重表示，對外開放水平(OPUL)用經(jīng)營單位所在地進出口總額占GDP的比重表示。本文研究所涉及的具體指標(biāo)及其解釋如表2所示。

表2 變量選取及其解釋表

(四)數(shù)據(jù)來源

城鎮(zhèn)化發(fā)展水平綜合評價指標(biāo)體系以及具體回歸分析所需數(shù)據(jù)主要來源是歷年的《黑龍江省統(tǒng)計年鑒》《吉林省統(tǒng)計年鑒》《遼寧省統(tǒng)計年鑒》，相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》，以及前瞻數(shù)據(jù)庫中的相關(guān)數(shù)據(jù)。由于東北地區(qū)部分?jǐn)?shù)據(jù)在2018年后不再統(tǒng)計，故實證研究的時間跨度設(shè)置為2000年到2018年。同時，為了消除物價變化所產(chǎn)生的影響，東北地區(qū)的實際GDP以1998年為基年，利用GDP平減指數(shù)對2000年到2018年的現(xiàn)價GDP進行調(diào)整。由于部分指標(biāo)難以獲得準(zhǔn)確數(shù)據(jù)，如人力資本投資指標(biāo)用東北地區(qū)普通高等學(xué)校在校生人數(shù)表示。本文以可獲得的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，剔除所搜集到數(shù)據(jù)的異常值，并對缺失值采用平均增長率方法進行插補，最終建立了平衡面板。表3展示了上述變量的統(tǒng)計特征及相關(guān)描述。

表3 變量的特征描述性統(tǒng)計表

三、實證結(jié)果分析

(一)相關(guān)性分析

觀察東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對經(jīng)濟增長的散點圖并結(jié)合趨勢線，可以初步判斷東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平與經(jīng)濟增長之間存在一定的正相關(guān)關(guān)系(見圖1)。

同時考慮到計量模型所涉及的主要變量之間可能存在共同的變化趨勢，并且部分變量之間的相關(guān)性過高可能導(dǎo)致變量之間存在多重共線性。在進行具體的實證分析之前，本研究對計量模型涉及的重要變量進行相關(guān)性分析，具體結(jié)果如表4所示。表4展現(xiàn)了各個解釋變量與因變量之間多數(shù)表現(xiàn)出較高相關(guān)性，同時部分解釋變量之間也存在較高的相關(guān)性，這種高相關(guān)性可能導(dǎo)致解釋變量存在一定的多重共線性，對后續(xù)的回歸結(jié)果的穩(wěn)健性會產(chǎn)生相應(yīng)的影響。在相關(guān)分析的基礎(chǔ)上，進一步做方差膨脹因子(VIF)檢驗，結(jié)果顯示各個解釋變量的VIF值遠(yuǎn)小于10，說明各個解釋變量之間不存在多重貢獻性問題，所選取的解釋變量符合研究要求。

表4 相關(guān)性分析表

(二)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

為了減少偽回歸問題的發(fā)生，通常在進行實證分析之前對變量進行單位根檢驗以確定序列的平穩(wěn)性。由此，選擇ADF方法對PCGDP、URBL、HCINV、MCINV、USTR、DGINT、OPUL等變量進行單位根檢驗，同時給出LLC和IPS的檢驗結(jié)果，避免單一檢驗方法引起結(jié)果的偏誤，具體結(jié)果如表5所示。從表5中可以看出，不管采用ADF方法還是采用LLC方法和IPS方法，所有變量水平檢驗都未能拒絕這些變量存在面板單位根的原假設(shè)，但是經(jīng)過數(shù)據(jù)的差分后能夠拒絕面板數(shù)據(jù)存在單位根的原假設(shè)，所有變量的平穩(wěn)性檢驗均在1%的水平上顯著拒絕原假設(shè)，可以認(rèn)為本研究的數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，可以進行有效的面板回歸分析。

表5 變量平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

(三)東北地區(qū)城鎮(zhèn)化經(jīng)濟增長的面板回歸分析

本研究所使用的是有關(guān)東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對其經(jīng)濟增長的相關(guān)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)，針對該數(shù)據(jù)類型通常會使用混合效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型三種模型。由于東北地區(qū)三個省份在推動城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中，其政策制度、管理手段、推動措施等方面可能存在著個體差異，而且單個省份的這些個體特征隨著時間變化的相對比較緩慢?；谶@個考慮，在本問題研究時采用固定效應(yīng)模型較為合理。一般認(rèn)為，如果面板中時間序列(T)數(shù)據(jù)的數(shù)目較大，而橫截面單位(N)的數(shù)量較小，通過固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)所得到的參數(shù)估計值可能不存在較大差別，出于計算便利性的考慮，選取固定效應(yīng)模型可能更加合適。此外，從表6的回歸結(jié)果中可以看出，F(xiàn)檢驗中P值為0.0000，顯著拒絕原假設(shè)，表明面板數(shù)據(jù)的個體效應(yīng)較為明顯，建立面板數(shù)據(jù)混合模型不理想，固定效應(yīng)回歸明顯優(yōu)于混合回歸，應(yīng)該允許每個個體擁有自己的截距項，而且Hausman檢驗的P值也為0.0000，進一步說明相比于隨機效應(yīng)模型，固定效應(yīng)模型更加有效。基于此，本研究選擇固定效應(yīng)模型進行具體分析。

為了更好地顯示人力資本投資、物質(zhì)資本投資、產(chǎn)業(yè)升級狀況、政府干預(yù)程度和對外開放水平等控制變量的引入對解釋變量回歸結(jié)果的影響過程。本研究選擇將控制變量逐個加入回歸的方法進行回歸結(jié)果的具體展示，同時列出隨機效應(yīng)回歸結(jié)果，以確定固定效應(yīng)模型的有效性，具體如表6所示。模型1為僅存在自變量城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的固定效應(yīng)模型結(jié)果，模型2至模型6為固定效應(yīng)模型在控制并逐步添加人力資本投資、物質(zhì)資本投資、產(chǎn)業(yè)升級狀況、政府干預(yù)程度和對外開放水平等因素情況下考察核心解釋變量(東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平)對被解釋變量(東北地區(qū)經(jīng)濟增長)的影響，模型7則為隨機效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。

表6 東北地區(qū)城鎮(zhèn)化的經(jīng)濟增長效應(yīng)估計結(jié)果

從表6中的結(jié)果可以看出，在逐步引入控制變量的模型1至模型6中，核心解釋變量東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對經(jīng)濟增長的影響都呈現(xiàn)出在0.01的水平上顯著正向相關(guān)關(guān)系。這表明東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展對經(jīng)濟增長具有顯著的正向促進作用，城鎮(zhèn)化發(fā)展在考察期內(nèi)是東北地區(qū)經(jīng)濟增長的重要推動力量，這一結(jié)論與多數(shù)學(xué)者研究全國范圍或是其他區(qū)域城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響所得結(jié)論基本一致。從模型6中可以看出，東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平每提高1%，經(jīng)濟增長水平則提高0.39個百分點。在不考慮其他因素的情況下，東北地區(qū)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的促進作用最強，系數(shù)達到0.84。但是，隨著控制變量的引入，東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對經(jīng)濟增長的影響盡管都在0.01水平上顯著，但是其影響強度呈現(xiàn)減弱的態(tài)勢。同時，隨著控制變量的增加，東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展對經(jīng)濟增長影響模型的擬合優(yōu)度逐漸提高，說明本文所建立的模型在解釋東北地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟增長有效性方面不斷提升。

從控制變量上看，人力資本投資、物質(zhì)資本投資和對外開放程度這幾個因素對東北地區(qū)經(jīng)濟增長的影響都表現(xiàn)在0.01水平上顯著相關(guān)。其中，人力資本投資和物質(zhì)資本投資對東北地區(qū)經(jīng)濟增長的影響表現(xiàn)為正向作用，即隨著人力資本投資或是物資資本投資得越多，東北地區(qū)經(jīng)濟增長水平提高得越大。這一結(jié)論符合內(nèi)生經(jīng)濟增長理論強調(diào)的經(jīng)濟增長中人力資本的推動作用。人力資本是技術(shù)研發(fā)所需要的重要投入，會對后續(xù)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要影響，可以考慮增加教育投入、加強對各類專業(yè)人才的培養(yǎng)力度、提高全社會固定資產(chǎn)投資收益等措施促進東北地區(qū)經(jīng)濟增長。此外，對外開放程度對東北地區(qū)經(jīng)濟增長影響的系數(shù)為負(fù)，即對外開放程度的提高不利于東北地區(qū)的經(jīng)濟增長，這與多數(shù)學(xué)者的研究存在一定分歧，因為對外開放一般被視為是拉動經(jīng)濟增長的重要因素。目前東北地區(qū)在綜合因素的作用下出現(xiàn)相反的情況，可能與東北地區(qū)本身產(chǎn)業(yè)特點存在一定聯(lián)系。長期以來，東北地區(qū)在新中國成立后優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)戰(zhàn)略的影響下，憑借自身區(qū)位優(yōu)勢和產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)，形成了以能源開采、初級原料加工、裝備制造為代表的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。域內(nèi)產(chǎn)業(yè)布局服從計劃經(jīng)濟體制下的產(chǎn)業(yè)分工，并主要服務(wù)于國內(nèi)大循環(huán)。在開放的市場經(jīng)濟條件下，東北地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展沒能很好地融入國際大循環(huán)，甚至在國內(nèi)大循環(huán)中的地位也有所下降。2020年初新冠肺炎疫情發(fā)生以來，由于國外疫情沒有得到有效控制，部分工業(yè)產(chǎn)品無法實現(xiàn)有效進口。東北地區(qū)部分工業(yè)產(chǎn)品迅速占領(lǐng)了國內(nèi)市場，形成進口替代，展現(xiàn)出與疫情沖擊工業(yè)生產(chǎn)相悖的現(xiàn)象，曾經(jīng)在對外開放方面的“劣勢”暫時成為“優(yōu)勢”。但在常規(guī)情況下看，東北地區(qū)開放程度較低仍然是其經(jīng)濟增長動力的薄弱環(huán)節(jié)。在模型4、模型5、模型6中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對東北地區(qū)經(jīng)濟增長都沒有表現(xiàn)出顯著的影響，說明結(jié)構(gòu)性問題仍然是東北地區(qū)振興發(fā)展亟待解決的問題。在模型5中，政府干預(yù)程度對東北地區(qū)經(jīng)濟增長的影響在0.05水平上呈現(xiàn)顯著的負(fù)向相關(guān)關(guān)系，說明隨著政府干預(yù)程度的提高，東北地區(qū)經(jīng)濟增長的水平會降低。同時在模型6中，加入對外開放水平控制變量之后，政府干預(yù)程度對東北地區(qū)經(jīng)濟增長負(fù)向影響的顯著性消失，政府支出規(guī)模超出維持需要公共職能的臨界值時，政府的干預(yù)會阻礙市場資源配置效率的提升，表明東北地區(qū)政府財政負(fù)擔(dān)是影響經(jīng)濟增長的重要原因。

四、結(jié)論與啟示

本文利用2000—2018年東北地區(qū)面板數(shù)據(jù)，實證研究了東北地區(qū)城鎮(zhèn)化、資本投資對經(jīng)濟增長的影響作用。研究結(jié)果表明：(1)東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平每提高1%，經(jīng)濟增長水平則提高0.39個百分點；(2)東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展還沒有達到拐點，其對經(jīng)濟增長的促進作用潛力還有待進一步發(fā)揮；(3)在看到城鎮(zhèn)化發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長積極作用的同時，也要看到人力資本投資、物質(zhì)資本投資、對外開放水平和政府財政負(fù)擔(dān)對東北地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。據(jù)此，可以認(rèn)為提升城鎮(zhèn)化發(fā)展對東北地區(qū)經(jīng)濟增長具有推動作用。一方面，要理性看待東北地區(qū)人口流動的客觀規(guī)律。在區(qū)域人口總量外流的情況下，域內(nèi)省份之間、城市之間的人口流動呈現(xiàn)出自北向南、從中小城市向中心城市流動的特點。東北地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展應(yīng)抓住這一特點，有所側(cè)重地推進城鎮(zhèn)化進程，進一步發(fā)揮城鎮(zhèn)化發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長的積極作用。另一方面，城鎮(zhèn)化發(fā)展要更加關(guān)注城鎮(zhèn)化的質(zhì)量，更加關(guān)注人的城鎮(zhèn)化。在增加人力資本投資、創(chuàng)造宜居生活環(huán)境的同時，也要通過持續(xù)追加物質(zhì)資本投資、提升對外開放水平、降低政府財政負(fù)擔(dān)等方面綜合施策，以更有效地發(fā)揮城鎮(zhèn)化發(fā)展在東北地區(qū)全面振興方面的重要作用。