劉 魏， 張應(yīng)良， 田紅宇， 鄧尚昆

(1. 三峽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 湖北 宜昌 443002； 2.西南大學(xué) 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與管理研究中心， 重慶 北碚 400715)

一、引言

改革開放以來，我國城鎮(zhèn)化快速發(fā)展，城鎮(zhèn)化水平不斷提高。據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國的人口城鎮(zhèn)化率由1982年的21%上升到2017年的58.52%①，城市人口超過農(nóng)村人口，城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)發(fā)生顯著變化。

城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力，城鎮(zhèn)化的發(fā)展也為社會創(chuàng)造了大量非農(nóng)就業(yè)崗位，農(nóng)村勞動力通過打工形式進(jìn)入城市，為城市第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供了豐富的勞動力資源，不僅使我國超過80%的農(nóng)民收入水平得到提高[1]，也繁榮了農(nóng)村和城市經(jīng)濟(jì)。

與此同時，人口、經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化水平的提高也伴隨了城鎮(zhèn)化的粗放式發(fā)展，主要表現(xiàn)在：一是地方政府熱衷于“攤大餅”式發(fā)展，導(dǎo)致土地資源配置不合理，并形成城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)和城市內(nèi)部二元結(jié)構(gòu)，貧富差距擴(kuò)大②，城鎮(zhèn)化效率低下[2]。二是城鄉(xiāng)戶籍制度限制導(dǎo)致低技能勞動者無法在大中城市落戶，不能充分享有城市福利，不僅降低了勞動力的利用效率，而且導(dǎo)致城市規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)未得到有效發(fā)揮，經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率有所損失[3]。三是城市規(guī)模的外延擴(kuò)張和無序發(fā)展導(dǎo)致城市專業(yè)分工水平下降，不同行業(yè)混雜在一起，相同行業(yè)卻由于規(guī)劃不合理而不能發(fā)揮集聚效應(yīng)，降低了城鎮(zhèn)化效率。此外，城鎮(zhèn)化的過快發(fā)展還導(dǎo)致水污染、噪聲污染、汽車尾氣、霧霾、交通擁堵等問題[4]。

因此，粗放式的城鎮(zhèn)化發(fā)展模式必須得到轉(zhuǎn)變。黨的十八大明確提出新型城鎮(zhèn)化，要把“以人為本”和“生態(tài)文明”理念融入新型城鎮(zhèn)化過程中，走出一條集約、智能、綠色、低碳的新型城鎮(zhèn)化道路。中央城鎮(zhèn)化工作會議也明確要求“提高城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量，穩(wěn)步提高戶籍人口城鎮(zhèn)化水平”，城鎮(zhèn)化效率問題已成為城鎮(zhèn)化建設(shè)的當(dāng)務(wù)之急。

城鎮(zhèn)化效率大小如何？城鎮(zhèn)化效率是否具有空間關(guān)聯(lián)性？城鎮(zhèn)化效率在空間上呈發(fā)散還是收斂？導(dǎo)致發(fā)散或收斂的影響因素有哪些？回答這些問題，對于研究新型城鎮(zhèn)化，促進(jìn)東、中、西部地區(qū)城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展，無疑具有重要意義。

二、文獻(xiàn)綜述

許多學(xué)者對城鎮(zhèn)化進(jìn)行了研究，大量研究都表明城鎮(zhèn)化能夠顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[5]，同時城市還具有規(guī)模效應(yīng)和集聚效應(yīng)[6，7]，但城市規(guī)模的政策限制也導(dǎo)致城市經(jīng)濟(jì)增長效率損失[8]。可見，城鎮(zhèn)化在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時，也面臨城鎮(zhèn)化效率損失問題。

國外文獻(xiàn)對城鎮(zhèn)化效率的研究較少，這主要是由于國外學(xué)者認(rèn)為城鎮(zhèn)化是一個短暫的過程，歐美國家早已實(shí)現(xiàn)城市化。不過還是有部分學(xué)者對此進(jìn)行了研究。Charnes將城市作為一個生產(chǎn)系統(tǒng)進(jìn)行研究，并運(yùn)用DEA方法分析了中國28個城市的生產(chǎn)效率[9]。Byrnes & Storbeck在Charnes等研究基礎(chǔ)上，運(yùn)用多階段DEA分析方法，研究了中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作的效益問題，拓展了城鎮(zhèn)化效率的研究[10]。Prud’homme & Lee將城鎮(zhèn)化效率定義為城市勞動生產(chǎn)率的大小和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異的調(diào)整能力，并運(yùn)用法國23個城市勞動力市場效率數(shù)據(jù)分析了城鎮(zhèn)化效率的大小及其影響因素，發(fā)現(xiàn)城市規(guī)模、工作地與居住地的平均距離、要素的平均流動速度對城鎮(zhèn)化效率影響顯著[11]。Moore等研究了美國11個城市的市政設(shè)施使用效率大小及不同城市間市政設(shè)施使用效率的差異問題，從側(cè)面反映了美國城市化效率的大小[12]。Henderson認(rèn)為過度的城市化集中會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長效率損失，因此城市化的集中度應(yīng)該以城市生產(chǎn)力發(fā)展為參考[13]。

國內(nèi)學(xué)者也越來越多地研究城鎮(zhèn)化效率問題，并將推動經(jīng)濟(jì)和城鎮(zhèn)化發(fā)展的全要素生產(chǎn)率歸于技術(shù)進(jìn)步的改進(jìn)(戴永安，2010)[14]。然而吳敬璉的研究表明，由于城市建設(shè)的浪費(fèi)和城市結(jié)構(gòu)的不合理，中國的城鎮(zhèn)化效率仍然低下[15]。Lu & Wan也認(rèn)為由于戶籍制度的限制，導(dǎo)致中國城鄉(xiāng)分割、經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率損失、城市體系扭曲，其結(jié)果是中國的城鎮(zhèn)化效率仍然很低[16]。許多學(xué)者對城鎮(zhèn)化效率進(jìn)行了定量測算，陳立泰和梁超基于隨機(jī)前沿函數(shù)模型，從人口、經(jīng)濟(jì)、社會和空間四個維度測算了中國279個城市2003—2010年間城鎮(zhèn)化效率，并進(jìn)一步分析了城鎮(zhèn)化效率的影響因素，發(fā)現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化效率較低，而經(jīng)濟(jì)、社會和空間城鎮(zhèn)化率較高，并呈現(xiàn)東高西低的態(tài)勢，人口密度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和政策是城鎮(zhèn)化效率大小的關(guān)鍵因素[17]。郭騰云和董冠鵬研究了特大城市和城市效率關(guān)系問題，發(fā)現(xiàn)只有少數(shù)特大城市效率水平達(dá)到了最優(yōu)，但特大城市的效率水平在不斷優(yōu)化和提高[18]。此外，其他學(xué)者也研究了城鎮(zhèn)化效率問題，得出的結(jié)論大體一致，即我國的城鎮(zhèn)化效率較低，且呈現(xiàn)明顯的區(qū)域差異，但城市間的效率差異在逐漸縮小[14，19]。

城鎮(zhèn)化效率的現(xiàn)有研究，為本文提供了文獻(xiàn)支撐和理論基礎(chǔ)，但既有研究仍有改進(jìn)之處：一是利用Malmquist指數(shù)方法來測算城鎮(zhèn)化效率，可以彌補(bǔ)傳統(tǒng)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)和隨機(jī)前沿函數(shù)測算所帶來的偏差問題；二是現(xiàn)有文獻(xiàn)對我國東中西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化效率差異的研究主要基于不同城市間效率是相互獨(dú)立、不存在空間關(guān)聯(lián)的假設(shè)。本文將引入空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)，分析不同地區(qū)之間城鎮(zhèn)化效率的空間關(guān)聯(lián)性；三是借鑒經(jīng)濟(jì)增長理論的收斂問題來研究不同區(qū)域的城鎮(zhèn)化效率差異，系統(tǒng)性地分析城鎮(zhèn)化效率的收斂機(jī)制問題。

三、研究方法和數(shù)據(jù)

1.研究方法

(1)Malmquist指數(shù)

Malmquist指數(shù)是目前廣泛采用全要素生產(chǎn)率(TFP)方法，它能夠方便地將TFP分解為技術(shù)變化部分(TECHCH)和效率變化部分(EFFCH)[20]。從t時期到t+1時期，基于產(chǎn)出的生產(chǎn)率變化的Malmquist指數(shù)，可以表示為如下公式：

(1)

(2)空間相關(guān)性

基于Malmquist方法測算出城鎮(zhèn)化效率指數(shù)后，則可以運(yùn)用莫蘭指數(shù)(Moran’s I)測算城鎮(zhèn)化效率的空間分布情況，以檢驗(yàn)我國城鎮(zhèn)化效率的空間差異。Moran運(yùn)用莫蘭指數(shù)(Moran’s I)來檢驗(yàn)空間效應(yīng)[21]，其計(jì)算公式如下：

(2)

城鎮(zhèn)化效率的具體空間分布情況，還需要運(yùn)用局部空間自相關(guān)。局部空間自相關(guān)主要運(yùn)用LISA指標(biāo)(Local indications of spatial association)，描述某個城市城鎮(zhèn)化效率與周圍其他城市城鎮(zhèn)化效率的相關(guān)性程度(即是否存在集聚)及顯著性程度。Local Moran’s I值大于零表示一個城市的城鎮(zhèn)化效率高值被其他城市的城鎮(zhèn)化效率高值所包圍，或一個城市的城鎮(zhèn)化效率低值被其他城市的城鎮(zhèn)化效率低值所包圍，即高高集聚(H-H)或低低集聚(L-L)；Local Moran’s I值小于零表示一個城市的城鎮(zhèn)化效率高值被其他城市的城鎮(zhèn)化效率低值所包圍，或一個城市的城鎮(zhèn)化效率低值被其他城市的城鎮(zhèn)化效率高值所包圍，即高低集聚(H-L)或低高集聚(L-H)。

(3)空間收斂性方法

本文借鑒β收斂方法來分析不同區(qū)域城鎮(zhèn)化效率的收斂性，所謂β收斂是指城鎮(zhèn)化效率低的地區(qū)，擁有較高的效率增長速度，經(jīng)過一段時期會趕上或超過城鎮(zhèn)化效率高的地區(qū)。β收斂分為條件β收斂和絕對β收斂，條件β收斂是指控制其他影響因素后，城鎮(zhèn)化效率才能達(dá)到收斂的現(xiàn)象，而絕對β收斂是指不控制其他影響因素，城鎮(zhèn)化效率也能夠達(dá)到收斂的現(xiàn)象。借鑒封永剛和鄧宗兵[23]的做法，考慮收斂和空間效應(yīng)兩方面因素，并使用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，構(gòu)建了基于β收斂的空間面板估計(jì)模型。公式如下：

基于空間杜賓模型(SDM)的β收斂估計(jì)公式：

γxi，t+θwi，txi，t+λi+μt+εi，t

(3)

式(3)中，tfpchi，0和tfpchi，t分別表示城市基期⑤和t時期的Malmquist指數(shù)，即基期和t期的城鎮(zhèn)化效率，ln(tfpchi，t/tfpchi，0)表示城鎮(zhèn)化效率從基期到第t期的年均增長速度，xi，t表示影響城鎮(zhèn)化效率的各種控制因素，α表示截距項(xiàng)，β代表收斂性系數(shù)，如果β>0，則表明城鎮(zhèn)化效率趨向發(fā)散，反之則趨向收斂[24]。γ表示各控制變量的系數(shù)，當(dāng)γ=0時，模型為絕對β收斂，當(dāng)γ≠0時，模型為條件β收斂。θ代表空間杜賓模型中控制變量的空間效應(yīng)系數(shù)。λi、μt分別表示個體效應(yīng)和時間效應(yīng)。εi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)，滿足獨(dú)立同分布假設(shè)。本文將運(yùn)用絕對收斂模型判斷城鎮(zhèn)化效率的收斂性，運(yùn)用條件收斂模型判斷城鎮(zhèn)化效率收斂性的影響因素。

2.變量選擇和數(shù)據(jù)

(1)投入產(chǎn)出變量選擇

城鎮(zhèn)化包括人口、土地、經(jīng)濟(jì)、社會城鎮(zhèn)化等內(nèi)容等內(nèi)容[25]，因此本文借鑒魏后凱[26]關(guān)于城鎮(zhèn)化效率投入產(chǎn)出指標(biāo)的選擇方法，選用建成區(qū)面積、城市供水量、城市供電量、城市二氧化硫排放量作為投入指標(biāo)，而產(chǎn)出主要從人口、經(jīng)濟(jì)、社會城鎮(zhèn)化等維度進(jìn)行度量，選用城市城鎮(zhèn)人口數(shù)、非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占城市地區(qū)生產(chǎn)總值的比例、人均地區(qū)生產(chǎn)總值作為產(chǎn)出指標(biāo)。

(2)影響因素選擇

參照已有研究和相關(guān)理論基礎(chǔ)，本文將考慮以下因素：(1)人口集聚程度，新型城鎮(zhèn)化的核心是人，人口集聚則是城鎮(zhèn)化的動力。(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，如文獻(xiàn)分析中所提到的，吳敬璉認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理是導(dǎo)致城鎮(zhèn)化效率低下的重要原因。(3)城市規(guī)模，前述文獻(xiàn)分析中提到，城市規(guī)模過小導(dǎo)致城市經(jīng)濟(jì)效率有所損失。(4)政府政策，張玉磊[27]認(rèn)為正確處理政府與市場的關(guān)系是城鎮(zhèn)化健康發(fā)展的關(guān)鍵，可見政府的干預(yù)影響城鎮(zhèn)化效率。本文選用年末財(cái)政支出占地方生產(chǎn)總值的比例來衡量政府政策大小[17]。表1列舉了城鎮(zhèn)化效率的投入產(chǎn)出變量和收斂性影響因素變量選擇。

表1 城鎮(zhèn)化效率的投入產(chǎn)出變量及收斂性影響因素變量選擇

(3)數(shù)據(jù)

本文主要運(yùn)用地級市⑥數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來自于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，樣本期為2004—2013年。由于安徽巢湖市在2010年被撤銷地級市，貴州省銅仁、畢節(jié)在2011年撤地設(shè)市，青海省海東在2013年撤地設(shè)市，海南三沙市在2012年由縣級市升格為地級市，西藏拉薩市調(diào)查數(shù)據(jù)不全。因此不包含上述6市的數(shù)據(jù)。最終，獲得2004—2013年中國285個地級市共2850份數(shù)據(jù)。

四、實(shí)證分析

1.城鎮(zhèn)化效率指數(shù)分析

將2004—2013年的城鎮(zhèn)化投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)代入R軟件中，可以計(jì)算出各年malmquist指數(shù)及技術(shù)變化和效率變化指數(shù)。計(jì)算結(jié)果如表2所示。其結(jié)果分析如下：

城鎮(zhèn)化效率(tfpch)呈現(xiàn)波動式上升的趨勢。全國及東中西部地區(qū)⑦的年均城鎮(zhèn)化效率增長幅度均高于2%，累積效率增長幅度均高于20%，尤以東部地區(qū)城鎮(zhèn)化效率增長幅度更為明顯，而西部地區(qū)無論是年均增長幅度還是累積增長幅度，均低于全國水平。從分年度數(shù)據(jù)來看，全國城鎮(zhèn)化效率在2004—2012年期間存在波動式增長過程，而2012—2013年度城鎮(zhèn)化效率增幅達(dá)15.4%，這可能與我國提出新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略有關(guān)。

城鎮(zhèn)化發(fā)展的技術(shù)進(jìn)步變化(techch)無明顯改善。2004—2013年度全國及東、中、西部的城鎮(zhèn)化效率的年均技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)平均下降1%、1.1%、0.9%、1.1%，累積技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)下降9.8%、10.4%、8.8%、10.4%。這說明城鎮(zhèn)化效率的改進(jìn)并非由技術(shù)進(jìn)步推動。

技術(shù)效率變化(effch)的改善是城鎮(zhèn)化效率增長的主要原因。2004—2013年期間，全國及東、中、西部地區(qū)技術(shù)效率變化貢獻(xiàn)度分別為110.95%、111.81%、109.36%、111.37%，可見技術(shù)效率變化是城鎮(zhèn)化效率改善的主要動因。

表2 2004—2013年城鎮(zhèn)化效率的malmquist指數(shù)及其分解指數(shù)

注：(1)表中tfpch表示全要素生產(chǎn)率，即城鎮(zhèn)化效率；techch表示技術(shù)進(jìn)步變化；effch表示技術(shù)效率變化。(2)累積變化是各年的相應(yīng)指標(biāo)乘積；平均變化是各年相應(yīng)指標(biāo)的幾何平均值。(3)限于篇幅，本文未列出全國285個地級市的城鎮(zhèn)化效率指數(shù)及其分解指數(shù)。

表3 2004-2013年我國285個地級市的Moran指數(shù)和Geary指數(shù)

注：表中*、**、***分別表示10%、5%、1%水平上顯著。

2.城鎮(zhèn)化效率的空間效應(yīng)分析

將2004—2013年我國285個地級市的城鎮(zhèn)化效率值(tfpch)代入geoda和arcgis，可以探測城鎮(zhèn)化效率的空間效應(yīng)。表3報(bào)告了探測全局空間自相關(guān)的Moran指數(shù)和Geary指數(shù)。

從表3可以看出，2004-2008年間，除2005-2006年度的莫蘭指數(shù)為正值外，其余年間皆為負(fù)值，表明這段時期我國城鎮(zhèn)化效率呈負(fù)空間相關(guān)，但從p值來看不顯著；2008-2013年間莫蘭指數(shù)為正值，表明這段時間我國城鎮(zhèn)化效率呈正空間相關(guān)，尤其是2011年后莫蘭指數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)，表明城鎮(zhèn)化效率具有顯著的擴(kuò)散效應(yīng)?？臻g擴(kuò)散效應(yīng)越明顯，城鎮(zhèn)化效率的區(qū)域差異將逐步縮小，地區(qū)間城鎮(zhèn)化效率將逐步收斂。Geary指數(shù)也顯示了結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.城鎮(zhèn)化效率的空間收斂性分析

(1)模型設(shè)定

從上述分析可以發(fā)現(xiàn)，隨著新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的提出，我國城鎮(zhèn)化效率存在越來越顯著的空間集聚效應(yīng)，這種集聚效應(yīng)表現(xiàn)在，其空間分布由高效率城市通過淘汰落后產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到中西部低效率城市，同時高效率城市還可以通過正向輻射帶動中西部落后城市的效率增長，從而實(shí)現(xiàn)區(qū)域間城鎮(zhèn)化效率的不斷收斂。這種城鎮(zhèn)化效率的收斂表明我國的城鎮(zhèn)化不再是勞動力空間轉(zhuǎn)移的單一人口城鎮(zhèn)化進(jìn)程，而是融合產(chǎn)業(yè)發(fā)展、社會進(jìn)步、生態(tài)協(xié)調(diào)等相互作用的動態(tài)演化過程。因此，區(qū)域間城鎮(zhèn)化效率的收斂因素不再簡單地歸為人口轉(zhuǎn)移，而需要更多地從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政策、空間集聚、城市規(guī)模等維度綜合考慮。表4報(bào)告了城鎮(zhèn)化效率影響因素的描述性統(tǒng)計(jì)分析。

表4 城鎮(zhèn)化效率影響因素的描述性統(tǒng)計(jì)分析

按照Elhorst關(guān)于空間面板數(shù)據(jù)模型的選擇方法[28]，Moran檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)空間面板模型是否成立，Hausman檢驗(yàn)用于固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇，LR檢驗(yàn)用于固定效應(yīng)模型中個體固定還是時點(diǎn)固定效應(yīng)的選擇，LM-LAG檢驗(yàn)用于空間滯后模型的選擇，LM-ERROR用于空間誤差模型的選擇。表5報(bào)告了空間面板模型設(shè)定檢驗(yàn)。從表5中可以看出，絕對β收斂將考慮時點(diǎn)固定的空間杜賓模型，條件β收斂將考慮時點(diǎn)固定的空間杜賓模型。

表5 空間面板模型的選擇

注：表中*、**、***分別表示10%、5%、1%水平上顯著。

(2)絕對β收斂

表6報(bào)告了絕對β收斂回歸結(jié)果，從結(jié)果來看，SDM模型的空間滯后項(xiàng)系數(shù)ρ為0.018，在10%水平上顯著，同時空間滯后項(xiàng)系數(shù)ρ也反映出一個地區(qū)城鎮(zhèn)化效率水平受到鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化效率增長的影響，本質(zhì)上這是不同地區(qū)之間各種要素相互擴(kuò)散或集聚作用，如果要素的擴(kuò)散作用大于集聚作用，則城鎮(zhèn)化效率高的地區(qū)會正向影響城鎮(zhèn)化效率低的地區(qū)。本文中空間滯后項(xiàng)系數(shù)ρ明顯大于0，說明我國城鎮(zhèn)化效率有一個擴(kuò)散作用。城鎮(zhèn)化效率初始水平tfpchi，0的回歸系數(shù)為-0.244，在1%水平上均高度顯著。這表明城鎮(zhèn)化效率初始水平較低的地區(qū)擁有較高的增長速度，城鎮(zhèn)化效率增長的絕對β收斂特征顯著。高城鎮(zhèn)化效率地區(qū)的擴(kuò)散作用和低城鎮(zhèn)化效率地區(qū)的高增長速度，使得區(qū)域間城鎮(zhèn)化效率將不斷收斂。

(3)條件β收斂

表6報(bào)告了條件β收斂回歸結(jié)果，從結(jié)果來看，SDM模型的空間滯后項(xiàng)系數(shù)ρ分別為0.004，在10%水平上顯著?？臻g滯后項(xiàng)系數(shù)ρ也大于0，表明城鎮(zhèn)化效率高的地區(qū)會正向影響城鎮(zhèn)化效率低的地區(qū)。城鎮(zhèn)化效率初始水平tfpchi,0為-0.247，均在1%水平上高度顯著，表明城鎮(zhèn)化效率初始水平較低的地區(qū)擁有較高的增長速度，城鎮(zhèn)化效率增長的條件β收斂特征顯著，相較于絕對β收斂，SDM模型的收斂估計(jì)值收斂速度明顯加快。

表6 城鎮(zhèn)化效率收斂性的影響因素回歸結(jié)果

注：(1)因變量為ln(tfpchi,t/tfpchi,0)，即城鎮(zhèn)化效率增長速度；(2)ρ表示空間自回歸、空間杜賓模型中城鎮(zhèn)化效率增長速度的空間滯后項(xiàng)系數(shù)，σ表示空間誤差模型中城鎮(zhèn)化效率增長速度的空間誤差項(xiàng)系數(shù)；(3)表中*、**、***分別表示10%、5%、1%水平上顯著。

城鎮(zhèn)化效率的影響因素中，tfpchi,0、lnaggre、lnstruct的估計(jì)系數(shù)分別為-0.247、-0.011、-0.062，均在5%水平以上顯著，表明城鎮(zhèn)化效率初始水平、人口集聚和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對區(qū)域間城鎮(zhèn)化效率的影響趨于收斂。此外，W*tfpchi,0、W*lnscale、W*lnaggrer的系數(shù)分別為-0.023、0.092、-0.045，表明城鎮(zhèn)化效率初始水平、人口集聚與城鎮(zhèn)化效率呈負(fù)空間相關(guān)，即城鎮(zhèn)化效率初始水平較高的城市、人口集聚程度越高的城市，對其鄰近城市的城鎮(zhèn)化效率增長將會起到擴(kuò)散作用，有利于城市間城鎮(zhèn)化效率的收斂。而城市規(guī)模與城鎮(zhèn)化效率呈正空間相關(guān)，即規(guī)模越大的城市，對其鄰近城市的城鎮(zhèn)化效率增長將會起到集聚作用，換句話說，規(guī)模越大的城市將會吸引鄰近城市各種要素集聚，這將不利于區(qū)域間城鎮(zhèn)化效率的收斂。此外，W*lnstruct、W*lnpolicy的估計(jì)系數(shù)不顯著，這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府政策的空間溢出效應(yīng)較小。

五、結(jié)論與政策含義

通過上述研究，本文主要得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：(1)從城鎮(zhèn)化效率變化來看，2004—2013年間我國城鎮(zhèn)化效率呈現(xiàn)波動式上升的趨勢，東、中、西部地區(qū)城鎮(zhèn)化效率存在明顯差異。(2)從城鎮(zhèn)化效率的動因來看，城鎮(zhèn)化發(fā)展的技術(shù)進(jìn)步變化(techch)無明顯改善，而技術(shù)效率變化的改善是城鎮(zhèn)化效率增長的主要動因。(3)從城鎮(zhèn)化效率的空間關(guān)聯(lián)性來看，我國城鎮(zhèn)化效率存在空間擴(kuò)散效應(yīng)，且城鎮(zhèn)化效率區(qū)域差距逐漸收斂。(4)從城鎮(zhèn)化效率收斂特征來看，無論是絕對β收斂還是條件β收斂分析，都表明區(qū)域間的城鎮(zhèn)化效率在不斷收斂。相較于絕對β收斂，條件β收斂的收斂速度更快。(5)從城鎮(zhèn)化效率收斂的影響因素來看，人口集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化效率增長速度呈負(fù)相關(guān)。而城市規(guī)模和政府政策與城鎮(zhèn)化效率增長速度呈正相關(guān)。

基于以上研究結(jié)論，本文的政策含義如下：(1)城鎮(zhèn)化效率的收斂應(yīng)該以新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略為主導(dǎo)，把“以人為本”和“生態(tài)文明”理念融入城鎮(zhèn)化建設(shè)過程中，走出一條集約、智能、綠色、低碳的新型城鎮(zhèn)化道路。(2)注重改善城鎮(zhèn)化建設(shè)的技術(shù)進(jìn)步，從硬件上完善城鎮(zhèn)投資結(jié)構(gòu)、定位好城市角色，淘汰落后產(chǎn)能；從軟件上改善政府管理水平，淘汰“攤大餅”式的城鎮(zhèn)化建設(shè)思維模式。(3)提高中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化效率水平，加強(qiáng)城市間的聯(lián)系，促進(jìn)城市要素自由流動，使要素?cái)U(kuò)散效應(yīng)大于集聚效應(yīng)。(4)厘清政府與市場的邊界，限制政府過多干預(yù)市場，雖然政府干預(yù)能夠提高本城市的城市效率水平，但不利于城市間的城鎮(zhèn)化效率收斂。

注釋：

① 數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，網(wǎng)址：http：//data.stats.gov.cn

② 2015年我國收入分配的基尼系數(shù)達(dá)到0.462，遠(yuǎn)超國際警戒線0.4的水平。

③ 行標(biāo)準(zhǔn)化是將原來空間矩陣的每一個元素分別除以所在行的元素之和，這使得原來的權(quán)重矩陣變得不再具有量綱。

④ 本文基于鄰接關(guān)系構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，如果城市i、j相鄰，則Wij為1，反之則為0。

⑤ 本文的樣本期為2004-2013，因此以2004年為基期，2004年為第0期，往后依次為第1期，第2期，…，第t期。

⑥ 本文所指的地級市不包括自治州、盟、地區(qū)、省直轄行政單位。

⑦ 東、中、西部地區(qū)的劃分標(biāo)準(zhǔn)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。