楊東亮，李朋驁

（吉林大學(xué) 東北亞研究中心，吉林 長春 130012）

一、引言

長期以來，由于生態(tài)環(huán)境、商業(yè)條件、文化傳統(tǒng)等多種因素的地域差異，我國逐漸形成了人口東密西疏的空間分布格局。早在1935年，中國地理學(xué)家胡煥庸根據(jù)對我國各地區(qū)人口密度的對比研究提出了著名的胡煥庸線，指出我國的東南部地區(qū)人口稠密，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)①指從黑龍江省璦琿到云南省騰沖，大致為傾斜45度基本直線，線的東南方在43.8%的國土面積上居住著94.1%的人口，人口高度密集；而線的西北側(cè)恰恰相反，地廣人稀。。改革開放后，在區(qū)位優(yōu)勢和政策傾斜的作用下，我國東部沿海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)得到了迅速發(fā)展，地區(qū)人民生活水平的提高吸引了大量的區(qū)域外人口流入，導(dǎo)致東南部地區(qū)的人口密集程度進(jìn)一步上升，在北京、上海、廣州、深圳等中心大城市的表現(xiàn)更加突出。在全國范圍內(nèi)，以北京為核心的京津冀地區(qū)、以上海為核心的長三角地區(qū)和以廣州深圳為核心的珠三角地區(qū)是我國人口集聚的主要區(qū)域，同時也是引領(lǐng)我國經(jīng)濟(jì)增長的火車頭地區(qū)。截至2017年末，北京常住人口達(dá)到2 170.7萬人，上海常住人口達(dá)到2 418.33萬人，廣州常住人口達(dá)到1 449.84萬人，深圳常住人口達(dá)到1 252.83萬人。

人既是生產(chǎn)者也是消費者，一個地區(qū)的人口聚集對該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有重要的促進(jìn)作用。然而，人口在大城市的過度集聚也對城市發(fā)展產(chǎn)生了巨大的壓力，導(dǎo)致城市在交通、社會秩序、資源利用、環(huán)境保護(hù)、住房保障等諸多方面出現(xiàn)了問題。加強(qiáng)人口調(diào)控，促進(jìn)非首都功能疏解與人口疏解成為北京的重要規(guī)劃。上海出臺的《上海市城市總體規(guī)劃（2017-2035年）》指出，到2035年上海的人口要控制在2 500萬左右，即保持在現(xiàn)有的人口規(guī)模水平上。Henderson研究發(fā)現(xiàn)城市規(guī)模不是越大越好，城市作為收益遞增作用下的產(chǎn)物，既存在著隨要素不斷集聚而產(chǎn)生的正向經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，也存在著負(fù)向的擁擠效應(yīng)，在經(jīng)典的城市均衡分析模型中，最有效率的城市規(guī)模是向心力和離心力相互作用的折中結(jié)果，因此，城市存在著理論上的最優(yōu)規(guī)模。［1］

在經(jīng)濟(jì)因素的作用下，人口向發(fā)達(dá)地區(qū)與中心城市遷移流動是不可逆轉(zhuǎn)的。人為的控制城市規(guī)模和人口流入，與市場力量相抗衡是非常困難的。習(xí)近平總書記在2017年10月18日在北京召開的黨的第十九次人民代表大會上指出:“應(yīng)破除妨礙勞動力、人才社會性流動的體制機(jī)制弊端，使人人都有通過辛勤勞動實現(xiàn)自身發(fā)展的機(jī)會②參見2017年10月18日習(xí)近平總書記在中國共產(chǎn)黨第十九次全國代表大會所作題為《決勝全面建成小康社會 奪取新時代中國特色社會主義偉大勝利》的報告。?！彪S著制約我國人口流動的政策藩籬被打破，面對經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)、大中城市更多的就業(yè)機(jī)會、更加豐厚的勞動報酬、更加舒適的生活環(huán)境、更加有利的創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)支持，人口向大中城市流入將成為一種常態(tài)。

我國正在加速進(jìn)入老齡化社會，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)、大城市原有戶籍人口的老齡化趨勢日益明顯，吸引人口向經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)、大城市集聚是非常有意義的。人口集聚能夠顯著改善經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)、大城市的人口規(guī)模和結(jié)構(gòu)，進(jìn)而抵消人口紅利消退的不利影響，對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生積極的正向影響。因此，在國家積極引導(dǎo)人口有序合理流動、促進(jìn)大城市人口疏解的背景下，研究人口集聚的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，即人口集聚對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響方向與大小，證實人口集聚的正向經(jīng)濟(jì)作用，有利于更好地理解人口集聚的必然性與我國大城市人口控制的理論基礎(chǔ)，為現(xiàn)階段人口相關(guān)政策制定提供參考，推動我國人口和經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

要研究人口集聚的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，必須解決實證過程中的內(nèi)生性問題。由于人口集聚和經(jīng)濟(jì)增長存在著互為因果的關(guān)系，導(dǎo)致傳統(tǒng)的參數(shù)估計結(jié)果不滿足一致性的要求，無法準(zhǔn)確識別人口集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的真實大小。對此，本文通過大范圍遴選工具變量，應(yīng)用二階段最小二乘法進(jìn)行實證分析，這是本文的一個重要創(chuàng)新點。本文選擇各地級行政區(qū)域平均小學(xué)教師數(shù)量和平均衛(wèi)生醫(yī)療工作人員數(shù)量作為人口集聚的工具變量，分析人口集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響。此外，本文還考察在人口集聚程度相同時勞動年齡人口比重和非農(nóng)就業(yè)人口比重對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

人口集聚是人口遷移的結(jié)果，因此，人口遷移的原因也是人口集聚的形成機(jī)制，國外學(xué)者較早對人口遷移的原因進(jìn)行了研究。Herberle在20世紀(jì)30年代提出了推-拉理論，對人口遷移的原因進(jìn)行分析，指出遷出地對遷移人口存在一個推力的作用，遷入地對人口遷移存在一個拉力的作用，二者的共同作用決定了遷移人口的遷移行為，在分析遷移個體的決策過程時提出了理性遷移人和遷移信息對稱的假設(shè)，即遷移人口在綜合比較推力和拉力后，從比較利益的角度進(jìn)行遷移選擇。［2］在此基礎(chǔ)上，Bogue從社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展和自然環(huán)境等角度研究了人口遷移的推力和拉力，對推-拉理論進(jìn)行了初步的完善。［3］此后的研究中，Lee對遷移人口的個體特征和遷移過程可能受到的阻礙進(jìn)行了細(xì)致地研究，進(jìn)一步豐富了推-拉理論。［4］推-拉理論對解釋人口遷移現(xiàn)象起到了重要作用，該理論強(qiáng)調(diào)人口遷移的主要原因是遷入地比遷出地?fù)碛懈叩氖杖胨?。Lewis在20世紀(jì)50年代建立了二元經(jīng)濟(jì)模型，利用模型對人口遷移現(xiàn)象進(jìn)行解釋，指出與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門相比，現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)部門更高的收入水平是農(nóng)村勞動力遷移到城市的主要動力。［5］王應(yīng)貴和婁世艷研究發(fā)現(xiàn)東京都市圈憑借強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)實力吸引著日本全國各地人口來此就業(yè)。［6］發(fā)展中國家在20世紀(jì)六七十年代出現(xiàn)了與二元經(jīng)濟(jì)理論相悖的現(xiàn)象，人口不斷由農(nóng)村向城市遷移，同時城市存在較高的失業(yè)率。Todaro提出了人口遷移的預(yù)期收入理論，很好地解釋了這一現(xiàn)象，即人們對遷移后的收入具有較高預(yù)期，認(rèn)為未來的收入可以彌補目前短期失業(yè)帶來的損失。［7］此外，研究人口遷移的理論還有投資-收益理論、新經(jīng)濟(jì)遷移理論和二元勞動力市場理論等。

我國人口集聚和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間聯(lián)系緊密，國內(nèi)學(xué)者對二者之間關(guān)系進(jìn)行了深入研究，主要表現(xiàn)在如下三個方面:第一，在空間分布上，人口和經(jīng)濟(jì)具有一致性。王勝今和王智初利用空間四分位圖和莫蘭指數(shù)對2000-2015年我國省際人口和經(jīng)濟(jì)空間分布特征進(jìn)行識別，發(fā)現(xiàn)從空間分布上看，我國人口和經(jīng)濟(jì)集聚特征顯著并且具有一致性。［8］第二，人口遷移集聚對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有促進(jìn)作用。楊東亮和任浩鋒研究發(fā)現(xiàn)人口集聚對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有顯著的正影響，人口集聚程度每提高1%，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將提高1.064%；城鎮(zhèn)化、人力資本和人口撫養(yǎng)比是人口集聚影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要途徑。［9］第三，遷移人口受地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響較大。王桂新等分析了第五次人口普查和第六次人口普查數(shù)據(jù)，指出我國主要人口遷入地在空間分布上較為集中，通過實證分析得出省際人口遷移方向主要受遷入地城鎮(zhèn)人均可支配收入的影響。［10］

人口集聚通過多種途徑推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。首先，人口集聚推動了城鎮(zhèn)化進(jìn)程。馬孝先以地級市為單位實證分析了我國城鎮(zhèn)化的影響因素，指出人口在空間的集聚可以顯著提高城鎮(zhèn)化水平。［11］其次，人口集聚推動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。彭昱和周尹以2006-2015年地級市面板數(shù)據(jù)為樣本，通過實證分析得到較大的人口密度可以促進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展的結(jié)論。［12］王永進(jìn)和張國峰利用斷尾回歸和Heck?man兩階段估計法對1998-2007年我國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)人口集聚通過溝通外部性影響企業(yè)自主創(chuàng)新，不僅可以提高企業(yè)的研發(fā)概率，還能夠擴(kuò)大企業(yè)的研發(fā)支出。［13］最后，人口集聚提高了勞動生產(chǎn)率。陳心穎利用空間面板回歸結(jié)合2000-2012年我國省級數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)人口集聚度的上升可以提高勞動生產(chǎn)率。［14］

三、方法介紹與模型建立

1.工具變量法

前定變量假設(shè)是最小二乘法有效的一個基本假設(shè)，即解釋變量與擾動項之間不存在相關(guān)性，反之，則認(rèn)為模型存在內(nèi)生性問題。然而在實際應(yīng)用中，大多模型均存在內(nèi)生性，不能滿足最小二乘法的基本假設(shè)，此時，利用最小二乘法進(jìn)行回歸估計無法得到可信的結(jié)果。具體來說，當(dāng)解釋變量與被解釋變量互為因果，或者解釋變量與遺漏變量之間存在相關(guān)性，則認(rèn)為模型存在內(nèi)生性。模型存在內(nèi)生性會導(dǎo)致估計結(jié)果的不一致，實證結(jié)果與實際情況偏差較大，因此采用常規(guī)方法對存在內(nèi)生性的模型進(jìn)行估計很難得到準(zhǔn)確的結(jié)果。

為判斷模型是否適用工具變量法，需要進(jìn)行一系列檢驗:首先檢驗工具變量的外生性。一般認(rèn)為當(dāng)恰好識別時，沒有檢驗工具變量與擾動項之間相關(guān)性的有效方法，此時應(yīng)當(dāng)采取專家的意見；當(dāng)存在過度識別時，則可有效判斷工具變量的外生性，即存在原假設(shè)“所有的工具變量都是外生的”，如果拒絕原假設(shè)，認(rèn)為存在與擾動項相關(guān)的工具變量，但具體是哪個工具變量無法判斷。其次檢驗工具變量的相關(guān)性。檢驗過程中，一方面需要判斷工具變量與解釋變量是否相關(guān)，另一方面，在相關(guān)的情況下，需要判斷工具變量是否為弱相關(guān)工具變量。判斷弱工具變量主要有兩種方法，一是根據(jù)Shea’s Partial R-sq，二是根據(jù)F統(tǒng)計量。最后檢驗解釋變量的內(nèi)生性。使用工具變量法意味著模型存在內(nèi)生性問題，如果模型不存在內(nèi)生性，仍然使用工具變量法，雖然所得結(jié)果一致，但會增大估計量的方差，因此需要對模型的內(nèi)生性進(jìn)行判斷。Hausman檢驗經(jīng)常用來判斷模型的內(nèi)生性，即是否拒絕“所有解釋變量均為外生性”的原假設(shè)。

2.模型構(gòu)建

本文構(gòu)建以GDP增速為解釋變量、以城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值對數(shù)為解釋變量、并包含其他控制變量的計量模型。即:

式（1）中，i是省份，t是時間。rgdp是GDP增速。lnjc是城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值，一般而言，與農(nóng)村相比，城市具有更多就業(yè)機(jī)會，擁有更好的基礎(chǔ)設(shè)施，能夠更好地滿足人們的生活和工作需求，對人口具有更強(qiáng)吸引力，使得城市成為人口集聚的主要地域，因此城市人口密度能夠在一定程度上代表地區(qū)人口集聚程度。X是影響經(jīng)濟(jì)增長的其他控制變量，包括物質(zhì)資本存量（mat）、非農(nóng)經(jīng)濟(jì)比重（ind23）、外商企業(yè)投資總額（fdi）、進(jìn)出口總額（imp）、財政分權(quán)水平（fis）和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnpgdp），C是常數(shù)項，εit為隨機(jī)擾動項。由于可能存在一些不可觀測的因素同時影響GDP增長速度和人口集聚，導(dǎo)致最小二乘法估計出來系數(shù)不能準(zhǔn)確反映GDP增長速度和人口密度之間的因果關(guān)系，導(dǎo)致估計結(jié)果不一致。因此以省內(nèi)各地級行政區(qū)域平均小學(xué)教師數(shù)量和衛(wèi)生醫(yī)療工作人員數(shù)量作為人口集聚的工具變量，并利用面板數(shù)據(jù)的二階段最小二乘法對式（1）進(jìn)行估計。估計的策略是首先考察省內(nèi)各地級行政區(qū)域平均小學(xué)教師數(shù)量和衛(wèi)生醫(yī)療工作人員數(shù)量對人口集聚程度的影響，即第一階段回歸為:

式（2）中，I為工具變量，包括省內(nèi)各地級行政區(qū)域平均小學(xué)教師數(shù)量（jy），省內(nèi)各地級行政區(qū)域平均衛(wèi)生醫(yī)療工作人員數(shù)量（yl），分別由省內(nèi)小學(xué)教師總數(shù)和衛(wèi)生工作人員總數(shù)與各省地級行政單位數(shù)量計算獲得。第二階段回歸中，用式（2）中城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值對數(shù)擬合值代替式中城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值對數(shù)進(jìn)行估計，即:

如果省內(nèi)各地級行政區(qū)域平均小學(xué)教師數(shù)量和衛(wèi)生醫(yī)療工作人員數(shù)量是城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值的有效工具變量，則第二階段回歸中城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值對數(shù)的系數(shù)β便可以被解釋為人口集聚對經(jīng)濟(jì)增長的因果影響，如果β顯著為正，表明人口集聚可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。進(jìn)一步，為檢驗人口集聚程度相同條件下人口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，在式（1）中引入人口集聚與勞動人口比重和非農(nóng)就業(yè)人口比重的交互項，即:

式（4）中，Y代表勞動人口比重（ld）和非農(nóng)就業(yè)人口比重（fn），前者由《中國統(tǒng)計年鑒》中抽樣調(diào)查所得撫養(yǎng)比計算獲得，非農(nóng)就業(yè)人口比重根據(jù)第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口和總就業(yè)人口計算獲得。當(dāng)β1顯著異于零時，意味著當(dāng)人口集聚程度相同時，勞動人口比重的不同或非農(nóng)就業(yè)人口比重的不同導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長速度的不同。

四、實證研究

對各數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，物質(zhì)資本存量、外商企業(yè)投資總額和進(jìn)出口總額均采用人均值，對非比值指標(biāo)取自然對數(shù)，各指標(biāo)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

表1 描述性統(tǒng)計量（N=496）

1.工具變量檢驗

首先利用最小二乘法考察人口集聚代理變量（lnjc）對經(jīng)濟(jì)增長（rgdp）具有怎樣的影響，對式（1）進(jìn)行估計（見表2）。回歸結(jié)果顯示城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值對數(shù)（lnjc）的影響系數(shù)為-0.785，這顯然與實際不相符，且與以往研究成果大有不同。其可能的原因如下幾點:第一，人口集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在互為因果的關(guān)系，即人口集聚推動了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展又吸引更多的人口集聚。第二，本文選取城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值作為人口集聚的代理指標(biāo)，但其只是從數(shù)量上描述了區(qū)域內(nèi)人口集疏程度，涵蓋了較多的因素，可能受到多方面影響，其中一些并不可測或無法量化，因此產(chǎn)生與實際不符的結(jié)果。第三，在不同的時間和空間維度人口集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的影響不同，因此這種結(jié)果可能是二者之間關(guān)系在特定時間段特定地域內(nèi)特征的表現(xiàn)。

需要說明的是，雖有研究表明人口集聚對經(jīng)濟(jì)增長具有阻礙作用，［15-16］但其研究在時間和空間上存在一定局限性，或者說并不是以我國為研究對象得出的結(jié)論。Williamson在其研究中指出集聚對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響存在門限效應(yīng)，即集聚并不總是能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，當(dāng)集聚達(dá)到一定程度時，其對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用開始減弱，甚至產(chǎn)生阻礙作用。［17］而目前我國人口集聚的規(guī)模尚未達(dá)到頂峰水平，大量的人口居住在農(nóng)村、小城鎮(zhèn)等人口稀疏地區(qū)，加快城鎮(zhèn)化仍是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要戰(zhàn)略之一。對經(jīng)濟(jì)增長的研究沒有指出人口集聚程度已經(jīng)到了阻礙階段，因此我們有理由懷疑式（1）的人口集聚阻礙經(jīng)濟(jì)增長的實證結(jié)果的準(zhǔn)確性?？紤]人口集聚與經(jīng)濟(jì)增長存在著雙向因果關(guān)系，不克服內(nèi)生性很可能會得出錯誤的結(jié)論。

為此，本文采用工具變量回歸方法對式（1）進(jìn)行重新估計。通過廣泛篩選，最后本文選擇使用省內(nèi)各地級行政區(qū)域平均小學(xué)教師數(shù)量（jy）和省內(nèi)各地級行政區(qū)域衛(wèi)生醫(yī)療工作人員數(shù)量（yl）作為工具變量。小學(xué)教師數(shù)量和衛(wèi)生醫(yī)療工作人員數(shù)量從一定程度上代表了地區(qū)教育和醫(yī)療資源情況，教育和醫(yī)療資源越多的地區(qū)往往表明該地區(qū)對教育和醫(yī)療的需求越大，人口越多。另外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，其教育和醫(yī)療條件的高低往往體現(xiàn)在硬件設(shè)施更先進(jìn)和從業(yè)人員具有更高的業(yè)務(wù)能力，并不體現(xiàn)在從業(yè)人員數(shù)量上，因此，可以認(rèn)為小學(xué)教師數(shù)量和衛(wèi)生醫(yī)療工作人員主要受人口規(guī)模的影響，因此考慮用其作為人口集聚的工具變量。

表2 人口集聚的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的實證結(jié)果

利用二階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行回歸，第一階段顯示各工具變量對城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值均具有顯著影響，第二階段顯示城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值對數(shù)（lnjc）系數(shù)變?yōu)?.423，在使用工具變量法后，人口集聚代理指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)增長影響系數(shù)顯著為正，表明人口集聚可以推動經(jīng)濟(jì)增長。在進(jìn)一步分析之前，需對所選工具變量進(jìn)行檢驗。

首先進(jìn)行外生性檢驗。過度識別檢驗結(jié)果顯示chi2為0.214，P值為0.644，接受原假設(shè)，即所選工具變量均是外生的，與擾動項不相關(guān)。其次檢驗相關(guān)性。檢驗結(jié)果顯示Shea’s Partial R-sq為0.083，F(xiàn)為24.389，雖然目前并沒有關(guān)于Shea’s Partial R-sq多小才可以判斷為弱工具變量的說法，但這里可以從經(jīng)驗上根據(jù)F值大于10，拒絕原假設(shè)，即不存在弱工具變量。通過沃爾德檢驗，最小特征值為20.527，大于對應(yīng)的臨界值11.59，拒絕原假設(shè)，因此再次證明了不存在弱工具變量。為了檢驗的可信性，使用有限信息最大似然法（LIML）進(jìn)行估計，該方法對弱工具變量不敏感，由表2可見其估計結(jié)果與二階最小二乘法估計結(jié)果較為相似，即表明不存在弱工具變量。綜合以上檢驗，我們有理由相信，本文所選工具變量不存在弱工具變量問題。最后檢驗是否存在內(nèi)生解釋變量。Hausman檢驗結(jié)果顯示chi2為9.16，拒絕原假設(shè)，可認(rèn)為人口集聚代理指標(biāo)（lnjc）為內(nèi)生變量。由于傳統(tǒng)Hausman檢驗是在同方差的前提下進(jìn)行的，Hausman檢驗在異方差下不成立。如果存在異方差，則廣義矩估計（GMM）比二階最小二乘法更有效率，通過回歸發(fā)現(xiàn)兩步最優(yōu)廣義矩估計的系數(shù)估計值與二階最小二乘法比較接近，過度識別檢驗結(jié)果顯示chi2為0.214，P值為0.644，所以可以判斷所有工具變量均為外生。進(jìn)行迭代廣義矩估計（IGMM），發(fā)現(xiàn)迭代廣義矩估計與兩步廣義矩估計系數(shù)相差無幾。

2.結(jié)果分析

集聚理論認(rèn)為人口集聚可以促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，但本文最小二乘法估計結(jié)果卻與此相反，考慮人口集聚內(nèi)生性問題和城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值作為人口集聚的代理變量的內(nèi)生性問題，通過檢驗印證了內(nèi)生性的存在，因此使用工具變量法進(jìn)行分析，經(jīng)過相關(guān)性檢驗和外生性檢驗，認(rèn)為省內(nèi)各地級行政區(qū)域平均小學(xué)教師數(shù)量和衛(wèi)生醫(yī)療工作人員數(shù)量是有效工具變量。通過實證分析得出以下結(jié)論:

第一，人口集聚可以促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。在引入工具變量后人口集聚對GDP增速影響變?yōu)?.423，顯著正相關(guān)，表明人口集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著正向影響。人口集聚是人口遷移的結(jié)果，遷移人口對遷入地的影響是多方面的。首先，由于遷移人口主要以就業(yè)或提高收入為目的，即尋求自身更好地發(fā)展，因此遷移人口往往具有較高的受教育程度和較強(qiáng)的個人能力，為遷入地經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來人力資本保障，延緩了遷入地人口紅利效應(yīng)現(xiàn)實的時間。其次，遷移人口在遷入地生活工作主要集中在城市，因此對遷入地城鎮(zhèn)化發(fā)展具有促進(jìn)作用，對城市規(guī)模的擴(kuò)大具有積極意義。最后，各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級，需要物質(zhì)資本和技術(shù)支持的同時，對勞動力的需求也在不斷增強(qiáng)，而遷移人口主要以從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)為主，因此遷移人口在遷入地形成集聚無疑會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生推動作用。

第二，利用城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值（lnjc）研究人口集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響存在著內(nèi)生性問題。本文以2000-2015年省級面板數(shù)據(jù)為樣本，利用最小二乘估計得出與以往研究結(jié)論相悖的結(jié)果，而在引入工具變量后，得出較為合理的結(jié)果，因此考慮城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值在特定時間段和特定區(qū)域范圍內(nèi)對經(jīng)濟(jì)增長的影響具有局限性。城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值受到多種因素影響，尤其是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，該值可能越大，即存在內(nèi)生性問題，因此用其作為人口集聚的代理變量很難得到一致的估計結(jié)果。

第三，使用工具變量后，各控制變量對人口集聚具有不同程度影響。二階最小二乘法中，人均進(jìn)出口總額對數(shù)(lnimp)和財政分權(quán)水平(fis)對GDP增速的影響系數(shù)分別為1.396和0.573，并且均具有較強(qiáng)顯著性，表明二者對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展均具有一定的正向促進(jìn)作用。人均外商投資總額對數(shù)(lnfdi)、人均物質(zhì)資本存量對數(shù)(lnmat)、非農(nóng)經(jīng)濟(jì)比重(ind23)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平滯后量(L.lnpgdp)對GDP增速影響并不顯著，這與近年來我國經(jīng)濟(jì)增速放緩具有一定關(guān)系，2008年以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增速逐漸落后于中西部地區(qū)部分省份，而東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)較好，與中西部地區(qū)相比具有更高的外商企業(yè)投資、物質(zhì)資本存量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，因此在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特殊階段，各經(jīng)濟(jì)要素對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有不同的影響。

人口集聚發(fā)生的一個重要表現(xiàn)形式是人口流入。大規(guī)模的人口流入對地區(qū)原有的人口年齡結(jié)構(gòu)和就業(yè)人口結(jié)構(gòu)產(chǎn)生重要影響，豐富的勞動力資源、下降的人口撫養(yǎng)比、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有重要影響。因此，除了直接分析人口集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的直接作用外，有必要分析人口集聚導(dǎo)致的人口結(jié)構(gòu)改善產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。為此，分別在模型中引入人口集聚與勞動年齡人口和非農(nóng)就業(yè)人口比重的交互項，分析人口結(jié)構(gòu)改善對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響。在人口集聚規(guī)模相同條件下，擁有更好的人口結(jié)構(gòu)是否能夠進(jìn)一步促進(jìn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長也是分析交叉項參數(shù)結(jié)果的意義所在。

表3顯示，人口集聚與勞動年齡人口比重(ld)和非農(nóng)就業(yè)人口比重(fn)的交叉項系數(shù)分別為1.091和0.439，均顯著為正，這表明在人口集聚程度相同時，較高的勞動人口比重和非農(nóng)就業(yè)人口比重更

能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。進(jìn)一步分析其原因，發(fā)現(xiàn)有如下兩個合理的解釋:

第一，人口集聚為區(qū)域提供了大量勞動年齡人口，較高的勞動年齡人口比例可以延長人口紅利持續(xù)的時間。20世紀(jì)90年代初我國進(jìn)入人口紅利期，在充足勞動力的推動下，我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，取得了舉世矚目的成就，然而人口紅利經(jīng)過上升期后，逐漸開始下降，這意味著勞動年齡人口比重逐漸開始降低，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展也將受到影響。主要由勞動年齡人口構(gòu)成的遷移人口在遷入地集聚，降低了遷入地的撫養(yǎng)比，即提升了遷入地勞動年齡人口所占比例，使集聚地區(qū)人口紅利能夠持續(xù)更長的時間，經(jīng)濟(jì)發(fā)展將具有更大優(yōu)勢，因此人口集聚程度相同的情況下，具有較高勞動年齡人口比重的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)增長速度更快。

第二，人口集聚為區(qū)域提供了大量的非農(nóng)就業(yè)人口，較高的非農(nóng)就業(yè)人口比重為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級提供了保障。我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)的一個顯著特征是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級。遷移人口大多是在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)的人口，因此，集聚為區(qū)域提供了大量非農(nóng)就業(yè)人口。此外，集聚可以使勞動力和就業(yè)機(jī)會得到更好的匹配，并通過學(xué)習(xí)、分享等機(jī)制，加強(qiáng)勞動力的技能，有利于提高區(qū)域的生產(chǎn)效率。所以，人口集聚程度相同時，較高的非農(nóng)就業(yè)人口比重更有利于經(jīng)濟(jì)增長。

以上研究結(jié)果很好地解釋了我國中部地區(qū)人口密度較大，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r與東部地區(qū)差距較大的現(xiàn)象。中部地區(qū)人口密度大的原因是人口基數(shù)較大，即原住人口規(guī)模較大，東部地區(qū)人口密度大的原因是外來人口較多，遷入的人口主要為勞動年齡人口和非農(nóng)就業(yè)人口，這導(dǎo)致人口集聚通過改善東部地區(qū)的人口結(jié)構(gòu)來進(jìn)一步促進(jìn)東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。這對于北京、上海等人口規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大、人口壓力大的中心城市來說，在實行疏解人口、控制人口的社會管理措施時，要認(rèn)清人口集聚的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用，特別是人口集聚對人口結(jié)構(gòu)改善的積極作用。

表3 人口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長影響的實證結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

本文以2000-2015年我國省級面板數(shù)據(jù)為樣本，以城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值作為人口集聚的代理變量，并選擇省內(nèi)各地級行政區(qū)域平均小學(xué)教師數(shù)量和衛(wèi)生醫(yī)療工作人員數(shù)量作為人口集聚的工具變量，采用二階段最小二乘回歸等方法實證分析人口集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響；此外，在模型中進(jìn)一步引入人口集聚與勞動人口比重、非農(nóng)就業(yè)人口比重的交互項，考察人口集聚相同狀態(tài)下的勞動年齡人口比重和非農(nóng)就業(yè)人口比重對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響。本文所得的主要結(jié)論如下:

第一，人口集聚具有顯著的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。在最小二乘回歸模型中，人口集聚的代理變量選為城鎮(zhèn)人口與建成區(qū)面積比值，回歸結(jié)果顯示人口集聚阻礙經(jīng)濟(jì)增長，這與楊東亮和任浩鋒等研究結(jié)論相反。［9］考慮到經(jīng)濟(jì)因素是人口流動的重要因素，經(jīng)濟(jì)增長對人口集聚具有因果影響，人口集聚與經(jīng)濟(jì)增長存在著雙向因果關(guān)系。由于沒有控制人口集聚與經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生性問題，導(dǎo)致錯誤的參數(shù)估計結(jié)果和研究結(jié)論。采用合適的工具變量進(jìn)行研究，人口集聚的參數(shù)估計結(jié)果為3.423，這顯示人口集聚能夠顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，即人口集聚具有經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。

第二，通過人口集聚可以改善地區(qū)人口結(jié)構(gòu)，進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。在人口集聚程度相同的條件下，較高的勞動年齡人口比重和非農(nóng)就業(yè)人口比重對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用更大。根據(jù)回歸結(jié)果顯示，各交叉項系數(shù)均顯著為正，表明人口集聚程度相同的地區(qū)，擁有更高勞動年齡人口比重或者擁有更高非農(nóng)就業(yè)人口比重的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展越快。

在我國人口老齡化日益嚴(yán)重、人口紅利日益消失，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和大中城市競相吸引人口，北京、上海等中心城市采取人口疏解與人口控制社會管理措施的大背景下，根據(jù)本文研究所得結(jié)果，提出以下啟示建議:

第一，要進(jìn)一步促進(jìn)人口集聚，積極發(fā)揮人口集聚的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。無論是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)、經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)、中心城市，促進(jìn)人口集聚，吸引人口向城市集聚，對于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展來說都是有利的，也是順應(yīng)人口流動市場力量的。其中，通過制定傾向性政策吸引勞動年齡人口更加有利。這是因為實證結(jié)果顯示在人口集聚程度相同時，較高的勞動年齡人口比重能更進(jìn)一步地促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。一方面，我國人口紅利期即將結(jié)束，人口集聚通過為區(qū)域帶來更多勞動年齡人口而延長了區(qū)域人口紅利持續(xù)的時間，使地區(qū)人口結(jié)構(gòu)在未來一段時間內(nèi)更有利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，另一方面，我國逐漸進(jìn)入老齡化社會，經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨著新的挑戰(zhàn)，擁有較高勞動年齡人口比重的地區(qū)可以較晚面對人口老齡化對社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的沖擊，產(chǎn)生“后老優(yōu)勢”。因此，各地區(qū)可以通過制定各項福利政策，提高公共服務(wù)質(zhì)量來吸引勞動年齡人口集聚，通過提高區(qū)域勞動年齡人口比重來促進(jìn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。

第二，積極發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)就業(yè)人口向城市非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級是一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要動力。加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級是各個地區(qū)政府促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的重要手段，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的一個重要體現(xiàn)就是就業(yè)人口比重結(jié)構(gòu)的變化。因此，通過加快人口向城市非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，發(fā)展與高素質(zhì)人口相匹配的高端產(chǎn)業(yè)將是城市發(fā)展的重點。即使是北京、上海等中心城市，在疏解人口和控制人口的同時，也要通過集聚高素質(zhì)人口來不斷地促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與升級，進(jìn)而促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。為此，要積極努力提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，減少第一產(chǎn)業(yè)對勞動力的需求，為第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供充足的勞動力。同時在城市等人口集聚地區(qū)積極發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，增加非農(nóng)就業(yè)機(jī)會。