公共产品投入对城镇化进程的影响,本文主要内容关键词为:城镇化论文,进程论文,产品论文,此文献不代表本站观点,内容供学术参考,文章仅供参考阅读下载。
〔文章编号〕1002-2031(2014)08-0014-07 〔DOI〕10.13239/j.bjsshkxy.cswt.140803 〔中图分类号〕F291.1 〔文献标识码〕A 〔修回日期〕2014-03-07 一 引言 城市化是衡量一个国家经济发展水平和社会文明进步的重要标志。自改革开放以来,出于招商引资的需要,地方政府纷纷加大对城市基础设施的建设,加上人口流动政策的松动,我国的城镇化进程有了飞速提高,政府公共支出与城镇化水平之间保持了稳定的同步上升趋势。但是在推进城镇化的过程中也发生了很多问题:土地城市化与人口城市化相脱节、基础设施建设与公共服务供给相脱节、公共资源过于向大城市集中,等等。面对这些问题,中央提出了坚持“以人为本”的新型城镇化,并把新型城镇化建设作为拉动内需、推动经济持续增长的突破点。因此,研究公共产品投入与城镇化的关系,对于指导如何在新一轮城镇化建设中采取合适的公共财政政策具有重要意义。 目前,国内学者对公共产品与城镇化之间的关系进行了大量研究,但是现有研究在理论上多是强调公共支出、基础设施建设对城镇化的重要作用,在实证上对公共产品与城镇化关系的检验还过于简单。陈甬军等认为中国的城市化是自然、经济、人文发展等多种因素和政府合力作用的结果,认为我国政府的政策导向和财政投资对城市化进程有很大影响[1]。王小林认为,公共财政通过提供公共产品、支持结构转换、调节国家与农民之间的分配关系三种方式来对工业化、城市化产生影响[2]。孙建华从农村城镇化的角度出发指出,农村公共产品的长期有效供给是实现农村城镇化的先决条件[3]。王安栋、黄泽民、杨少华等人分析了城市公共品投入对于城市空间结构和多中心城市形成的影响[4-6]。在实证方面,张权、钟飚运用向量自回归模型对城市化水平与城市公共支出的关系进行了格兰杰因果检验,得出城市化是城市公共支出的格兰杰原因,两者保持长期、稳定的协整关系[7]。蔡秀云认为,在推进城市化的过程中,我国的公共服务面临巨大缺口[8]。赵丽利用2005-2011年的面板数据,对产业结构、公共财政支出与城镇化的关系进行了实证研究,认为产业结构是影响城镇化的首要因素,而公共财政支出和城镇建设水平也对城镇化进程起着至关重要的作用[9]。 本文在前人研究的基础上,首先对公共产品影响城镇化的机制进行了分析,然后选取对城市发展影响重大的公共产品指标,运用较为客观的主成分分析法得出公共产品供给的综合水平,并结合我国2003-2012年的面板数据对公共产品投入与城镇化的关系进行实证分析,并提出相关政策建议。 二 公共产品投入对城镇化的影响机制 所谓城镇化主要是指农村人口不断向城市或城镇迁移,二、三产业不断向城市、城镇集聚的过程。人口流动与产业转移改变着城市的规模和空间结构。公共产品对城镇化的影响实质上可以理解为公共产品投入推动城市经济增长所带来的城市规模和城市空间结构的变化。 1.公共产品投入对城市规模的影响 公共产品最早被萨缪尔森定义为:一种每个人对它的消费不会减少其他人对该产品消费的产品。这实质上是一个纯公共产品概念,而现实生活中更多的是被称为“俱乐部式”的准公共产品,这种产品只在一定群体内享有而将其他群体排斥在外,特别是地方公共产品[10]。国外学者蒂布特(Tiebout)在1956年提出了一个“用脚投票”的理论模型来解释地方政府会因为居民的自由迁移而提供有效率的公共产品和赋税组合,这样可以实现地方公共产品资源的有效配置,他做出以下假定:居民拥有消费者和投票者的双重身份,并且能在所在区域自由迁移;迁移者掌握各地公共产品和赋税的完全信息;存在着众多的社区可供迁移者选择;不考虑就业机会对人口迁移的限制;各个社区的公共服务不考虑外在经济与不经济的存在;社区公共产品的提供由社区管理者根据原有住户的偏好设置;社区会努力维持边际成本等于边际收益的最优规模[11]。 借鉴蒂布特关于社区公共产品的选择理论来解释城市公共产品选择过程中发生的用脚投票,本文做出以下假设:区域内的居民和持有资本的企业家同样存在消费者和投票者的双重身份,可以携带生产要素在区域内自由迁移;迁移者掌握各个城市公共产品和赋税的完全信息;存在若干个城市可供选择,城市之间的初始规模和要素禀赋相同;不考虑区位、政策等其他特定因素的影响;每个城市与其他城市之间保有一定的距离,以至于每个城市都拥有足够的外围发展空间而不与其他城市发生重叠;城市的管理者会根据城市的发展规模和发展水平调整公共产品的供给;每一个城市都会努力维持一个最优规模,当外来要素给城市带来的边际收益小于边际成本时,城市会限制外来要素的进入。考虑这时某一城市通过加大对当地公共产品的投入,而公共产品作为一种特殊的生产要素改善了当地的生产和生活环境,此时根据“蒂布特机制”的表述,将寻求更好生活环境的劳动人口和选择更好投资环境的企业家看成是“用脚投票”的投票者,其他公共产品供给欠缺城市的劳动人口和企业会向该区域公共产品供给最优越的城市迁移,而作为人口、资本等要素流入的城市又会在城市经济集聚的过程中不断强化自身在区域中的领先地位,此时区域经济结构和经济活动变为非均衡。这种自我强化主要通过以下三种循环累积的过程进行:第一种是企业集聚过程中产生的“本地市场效应”,劳动人口在迁入地提供劳动生产要素的同时也在扩大当地的市场规模,而企业在区位选择的时候会优先考虑当地的市场规模,更多企业的迁入又会提供更多的就业机会从而吸引更多的外来劳动人口涌入,当地市场需求的进一步扩大又会进一步吸引企业来城市集聚,这被称之为需求关联的循环累积因果机制;第二种是企业集聚过程中的“生活成本”效应,指的是企业在集聚过程中拥有前后联系的企业聚集在一起降低了运输成本和贸易成本,生产成本的降低也降低了当地的物价指数,不仅提高了当地劳动者的实际工资水平,而且生产成本的降低会继续吸引更多的企业进行集聚,这被称之为成本关联的循环累积因果机制;第三种是人口和企业集聚规模的扩大不仅给当地政府提供了更多的赋税,从而进一步提高了当地的公共产品供给规模和质量,也降低了个体平均承担公共产品消费的赋税成本,而且当地公共产品供给水平的持续提高又会进一步吸引新的外来人口和资本流入,这被称之为受公共产品刺激的循环累积因果机制。这三种循环累积的过程并不是独立平行的,而是相互交织影响的,其中前两种是城市经济集聚过程中内部自发的强化过程,第三种是政府公共产品投入外力作用下城市集聚的强化。这种情形也与新经济地理学派藤田(Fujita)提出的要素流动模型和维纳布尔斯(Venables)提出的投入—产出模型相吻合,前者即推动要素不断向城市集中,后者即城市基础设施和固定投资的加大降低了产业聚集的运输和交易成本从而加强了城市集聚[12-13]。 假说一:政府对城市公共产品的投入推动了城市规模扩大,一方面“蒂布特选择”的发生促使要素向城市集中,另一方面从节约成本、提高生产效率的角度增强了城市经济集聚的规模外部性。 2.公共产品投入对城市空间结构的影响 所谓的城市空间结构有两层含义,第一层含义是指城市内部人、物、信息的集聚以及产业分布的格局,第二层是指城市自身与周围乡村、其他城市以及其他区域之间在资源配置、比较优势上的相互作用[4]。本文主要强调后者,即城市自身与周边其他经济空间在物质要素和活动要素上的相互作用。新经济地理学派认为,区域的经济空间结构是由一系列促成集聚的力量和一系列抑制集聚的力量构成的,其中促成集聚的力量包括规模外部性、生产要素与基础设施的共享性、知识和创新的空间外溢性,促使分散的力量包括市场拥挤带来的盈利下降、地价和环境污染成本的上升、运输成本的下降。当一个城市集聚的力量大于分散的力量时,此时城市表现为集聚经济,城市的经济活动空间规模会进一步扩大;当一个城市集聚的力量小于分散的力量时,此时城市表现为集聚不经济,城市中现有的经济活动会向外部扩散。正是这两种力量之间此消彼长的相互作用,区域之间的经济平衡与产业分工的格局才不断随之改变。当区域内的城市空间结构形成中心—外围这样一种非均衡结构时,此时中心城市虽然开始出现集聚不经济,但是中心城市中的企业考虑到迁移成本、市场规模等因素仍会产生“区位粘性”,而周围其他城市的企业出于经济联系的考虑又会继续向中心城市的外围集聚,由此导致中心城市的规模越来越大。此时如果没有很强的外部刺激与政府政策引导,城市之间产业分化和经济不平衡的现象将会越来越突出。如果周围的其他城市通过加大对城市公共产品的投入,则会形成一种吸引中心城市企业向周边迁移的“离心力”,这样一来促使中心城市企业向四周扩散的力量增强,而中心城市出于自身产业结构升级与减轻自身空间负担的考虑,也会加大连接自身与周边城市交通网络的建设,以便把低附加值的产业顺利转移。当周围城市的公共产品投入达到一定规模时,中心城市的部分企业开始向周边城市集聚,此时区域发展模式由以前中心城市“一枝独秀”式的发展变为中心城市带动周边城市“联动”式的发展,区域城市关系由竞争走向分工、合作,区域城市发展差距由两极化变为协调发展。 假说二:政府对城市公共产品的投入加剧了中心城市生产要素向外扩散的力量,改变了原有城市体系中心—外围两极分化对立的格局,促使区域之中的经济资源和经济活动合理布局,加强了城市之间的分工合作以及城市群的协同发展。 三 公共产品指标体系的构建及综合水平分析 1.公共产品指标体系的构建 根据国家“十二五”规划中提出的公共服务体系类别以及前人研究的成果,本文从教育、医疗、交通设施、公共设施、通信设施、生态环境、社会保障七个与城市发展密切相关的方面设置指标体系,具体指标及计算公式见表1。 2.公共产品综合指标的主成分分析 主成分分析法其原理是利用降维的思想,将众多变量转化为少数几个主成分来解释多个变量间的内部结构。得到的主成分既尽可能地保留了原始变量的主要信息,彼此间又互不相关,使复杂的问题简单化,便于抓住主要特征进行分析。它是一种通过适当的数学变换,使新的主成分变量成为原变量的线性组合,并选取在总信息量中比例较大的主成分来分析事物特征的提取方法。 本文从《中国统计年鉴(2003-2012)》获取的原始数据按时间顺序进行排列,建成形式的全局数据表,然后对全局数据表实施经典的主成分分析。在分析之前,对选取的指标和数据进行KMO和Bartlett球形检验,根据结果得出KMO值为0.7677,大于0.5,Bartlett球形检验的P值显著性小于0.05,表明拒绝单位相关原假设,因此本文的数据适合进行主成分分析。 数据进行标准化处理后,进行全局主成分分析,进而得到全局主成分的特征值和累计贡献率以及初始因子载荷矩阵表(表2、表3)。 从表2中可以看出前3个主成分的特征值均大于1,累计贡献率达到80%以上,基本保留了原始指标信息,因此提取主成分F1、F2、F3来替代原来的11个指标。 将表3中的数据除以所对应的主成分特征值的开平方根,便可得出各指标对各主成分的影响系数,3个主成分如下: F1=0.143X1+0.039X2+0.148X3+0.14X4+0.136X5+0.095X6+0.117X7+0.142X8+0.085X9+0.131X10+0.124X11 F2=-0.233X1+-0.319X2+-0.152X3+-0.038X4+-0.159X5+0.266X6+0.282X7+-0.171X8+0.263X9+0.146X10+0.159X11 F3=0.02X1+0.543X2+-0.154X3+0.084X4+-0.163X5+0.288X6+0.223X7+0.057X8+0.397X9+-0.370X10+-0.303X11 然后结合F1、F2、F3相应贡献率的权重即可得出公共产品供给水平PG的综合得分模型: PG=0.046X1+0.024X2+0.046X3+0.095X4+0.035X5+0.156X6+0.166X7+0.064X8+0.163X9+0.072X10+0.078X11 从表4可以看出我国目前各个类别公共产品供给的区域差异,综合水平上看仍然是大多数东部地区的省份远远高于中部和西部地区。 四 公共产品投入对城镇化影响的实证分析 1.模型的设定与数据来源 本文的数据横截面覆盖了全国30个省(市、自治区),由于西藏的多项指标数据连续几年缺失只能将其舍弃,时间跨度为2003-2012年。数据来源于历年的《中国统计年鉴》、《中国区域统计年鉴》、《中国劳动与就业统计年鉴》。 本文的模型中主要包含以下变量: UR:城镇化率,用城镇人口占当地年末总人口的比重来衡量一地区的城镇化水平,比重越高,则该地区的城镇化水平越高。UR1则表示下一期的城镇化率。 PG:公共产品供给的综合水平,通过合成上文主成分分析法求得的各个指标的权重得到。 PGDP:人均年收入,用来反映某一地区的经济发展水平,其数据以2003年为基期,采用历年CPI进行调整以消除通货膨胀影响得到的真实额。 SE:第三产业就业比率,用第三产业从业人员占总从业人员的比重表示,反映一个地区的劳动力随产业结构变化的迁移状况。 为了消除异方差影响,本文对相关变量进行对数处理,得到以下模型: 下标i=1,2,…30为30个省市,t=2003,2004,…2012为样本期间,为各省的个体效应,为模型的随机误差项。 2.实证分析过程 为了保证数据的平稳性,避免伪回归出现,首先对变量数据进行单位根和协整检验。 从表5的检验结果可以看出,无论是同质面板下的LLC和IPS检验,还是异质面板下的ADF检验,原序列中的多数变量都没能通过概率为0.05的P值检验,而在差分序列下所有变量均保持了明显的显著性,因此可以得出模型中的各个变量都符合一阶平稳的条件。 由于上述变量都能保持一阶平稳,可以继续进行协整检验。本文采取基于EG两步法的Pedroni检验对面板数据进行协整检验。检验结果如表6所示。 根据表6中的协整检验,统计量都具有明显的显著性,表明模型(1)和模型(2)中的变量通过了协整检验,因此可以对两组模型进行回归。 面板数据常用的回归模型主要有混合回归模型、固定效应模型和随机效应模型三种,分别采用似然比检验、布伦斯—帕甘检验和豪斯曼检验进行判别。检验结果如表7 所示。 最后采用固定效应模型对相关变量进行逐步回归,回归结果如表8所示。 3.实证结果分析 从表8的回归结果可以看出,被解释变量LnUR的回归Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ中,相关变量均具有明显的显著性,并且都通过了联合显著性的F检验,拟合系数R[2]从0.613增加到0.819,代表模型的解释度不断增强。在回归Ⅲ中,核心变量LnPG通过了5%显著水平的t检验,LnPGDP、LnSE分别通过了显著水平为1%和10%的显著性检验。这也表明了公共产品投入的增加会对城镇化的进程产生显著影响,在其他条件不变时,公共产品投入每增加1个百分点,会推动城镇化前进0.132个百分点。 在关于被解释变量LnUR1的回归Ⅳ、Ⅴ、Ⅵ中,相关变量同样保持了明显的显著性,都通过了联合显著性的F检验,拟合系数从0.6193增加到0.8202。在回归Ⅵ中,核心变量LnPG通过了1%显著水平的t检验,LnPGDP、LnSE分别通过了显著水平为1%和10%的显著性检验。在其他条件不变的情况下,公共产品投入每增加1个百分点,会影响下一期的城镇化前进0.223个百分点。可以看出公共产品投入对城镇化的影响具有明显的滞后性,公共产品投入对下一期城镇化的影响远远超过对当期城镇化的影响。这也与实际情况相符,公共产品投入对城镇化更多地是长远方面的影响,一个地区完善的公共产品服务体系必然会吸引更多的人、财、物集聚,从而推动当地的城市化进程。 五 结论及政策建议 本文对公共产品投入对城镇化的影响机制进行了完整详细的论述,提出了两点假说:一,公共产品带来的“蒂布特效应”会吸引生产要素从而加速城市的经济集聚;二,对周边城市公共产品的投入加剧了中心城市生产要素向外扩散的力量,有利于打破中心—外围式两极分化的格局,促进中心城市与周边城市的分工以及城市群的发展。此外,进一步对公共产品投入与城镇化的关系进行了实证检验,验证了以上假说,并得到以下结论:公共产品的投入会对城镇化的进程产生重要影响,一个地区交通、通信、管网等基础设施的完善会吸引生产要素流入,导致相关产业集聚,增加当地的就业规模,而教育、医疗、环境、社会保障的投入则会进一步提升当地的生活质量,吸引人的迁移,促进当地服务业的壮大,从而推动城镇化的可持续发展;公共产品投入对后期城镇化的影响要远远大于对当期城镇化的影响;公共产品投入只有达到一定的规模和程度才会对产业布局和人口迁移产生推动作用。可见公共产品的投入是一个长期系统的过程,落后地区要想推动当地的城镇化进程就一定要不断坚持和加大对公共产品的投入力度,才能缩小和发达地区在城市公共产品投入上的差距,从而增强当地对企业和人才的吸引力。 基于以上结论分析,本文提出以下政策建议: 第一,要充分重视公共产品投入对城镇化的重要作用,使公共产品的投入与当地经济发展水平和城市发展规模相适应。一个地区经济发展水平的提高,必定会增加政府的财政收入,使政府有能力增加当地的公共产品投入;而一个地区城市规模的扩大,城市居民对于生活质量的要求会越来越高,使政府有必要增加当地的公共产品投入。因此在城镇化的推进过程中,政府一定要做好各项公共产品和公共服务的跟进工作。 第二,优化公共资源的投入布局,推进基本公共服务均等化。目前,我国东部地区、大城市的城镇化水平高、公共产品资源丰富,而广大的中西部地区、中小城市城镇化水平低、公共产品资源匮乏。按照边际效用递减规律,国家把相同的公共支出投入到中西部和中小城市产生的效益要远远超过东部地区和大城市。推动基本公共服务均等化对于加大落后地区对产业迁移、人口流动的吸引力,缓解大城市的城市负担和缩小地区差距都具有重要作用。 第三,合理调整公共产品的投入结构,提高公共支出效率。由于我国政府主要是以GDP作为考核指标,地方政府在公共支出的时候都偏向于能够吸引投资的基础建设支出,而对与人民生活、福利密切相关的教育、社会保障等民生性支出严重滞后,这不仅不利于城镇化的持续发展,也造成了公共资源浪费和公共建设过剩。因此政府应该由全能型政府转变为服务型政府,减少政府投资对经济的干预,特别是在当前建设新型城镇化的背景下,要由过去片面追求城镇建设规模、速度的狭义城镇化转变为提升城市文化、公共服务和社会福利水平的内涵型城镇化,政府财政的主要方向应逐步转移到民生方面来。标签:公共产品论文; 国家新型城镇化规划论文; 城市经济论文; 企业经济论文; 经济模型论文; 集聚效应论文; 城市规模论文; 农村论文; 经济学论文;