社区城市化水平对居民收入增长的影响——基于1989～2009年微观数据的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,微观论文,居民收入论文,水平论文,数据论文，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。
中图分类号：F291 文献标识码：A 文章编号：1003-3947(2013)06-0060-11
一、引言
城市化是指整个社会经济关系、生活方式、人口以及政治经济环境等各方面由农业化向工业化转变的过程和状态。从理论上说，城市化主要通过生产和市场的聚集经济效应来促进经济的发展和居民收入的增长，生产的聚集经济效应主要体现在中间投入品的规模经济、劳动力市场共享和知识溢出，而市场的聚集经济效应主要表现为购买的外在性(阿瑟·奥沙利文，2003)。沈凌等(2009)通过构建一个二元结构和两部门的模型发现，在达到分离均衡时推进城市化减少农村人口比例，有利于优质商品的消费决策和厂商选择，从而可以促进技术创新。然而，研究者也发现，随着生产效率和劳动者技能的提高，城市化所带来的经济效应会随着时间推移逐步递减，而与此相关的社会经济成本会有所提高(Martinez－Vazquez et al.,2009)。例如，中国经济增长与宏观稳定课题组(2009)研究发现，一方面城市化可以通过聚集效应提高工业和服务业的竞争力，另一方面城市化所引起的工资和住房成本上升会对产业竞争力产生负向效应。因此，许多关于城市发展的理论文献均假定居民人均收入与城市规模之间存在倒U型的关系(Henderson,1974; Black & Henderson,1999; Duranton & Puga,2001)。
然而，国际上相关实证文献关于城市化与居民收入之间关系的研究结论却很不一致。大部分研究者利用世界多个国家和地区的数据研究发现，城市化可以通过人力资本的聚集作用和生产技术的溢出效应，对居民收入或人均GDP存在显著的正向影响(Jones & Kone,1996; Davis & Henderson,2003; Glaeser & Mare,2001)。也有一些研究表明，对于最大化产出而言，存在一个最优的城市化水平，过高或过低的城市化程度均不利于经济发展和居民收入的提高(Martinez－Vazquez et al.,2009)。还有研究发现，城市化仅是农业经济向工业经济转变过程中所伴随的现象，其本质上并不能对人均GDP产生因果影响(Henderson,2003)。
与我国城市化相关的规范实证研究目前还比较有限，现有的国内文献主要从宏观的角度分析我国城市化和经济增长之间的关系。大部分研究表明，城市化与经济增长之间存在显著的正相关关系(沈凌等，2009；金荣学等，2010；赵红军等，2006)，尤其是初始经济发展状况居于中下水平的省份(曹裕等，2010)。但是，关于城市化与居民收入之间的研究还比较少见，仅有一篇理论文献(Song et al.,2012)，研究者通过理论模型推导发现，我国农业劳动力向工业部门的转变可以提高农民的福利。然而，可能由于数据的限制，与此相关的基于微观角度的经验分析基本没有。
衡量一个国家或地区城市化发展程度最常用的指标是城市化率，即城市人口占总人口的比重。根据这一指标，我国城市化水平已经从1978年的17.92％上升到2011年的51.27％，在世界银行《2012年世界发展指标》统计的210个国家和地区中居第129位，仍低于世界平均水平51.99％。值得注意的是，这一城市化率指标实际上是一个人口统计学指标，并不能全面体现城市化水平，也无法有效反映城市化水平与工业化之间的密切关联。比如，南美一些国家其工业化程度远远落后于西方发达国家，但其“计算出的城市化程度”却高于一些发达国家的城市化程度(冯云廷，2011)。另外，我国以户籍制度为基础的城乡二元结构和经济发展的区域差异，导致城市和城市人口概念本身就比较混乱。例如，城市的界定是依据行政划分、人口规模，还是经济发展程度？城市人口是指城市户籍人口，还是城市常住人口？农民工属于城市人口还是农村人口？这些问题的存在不仅会妨碍人们对于我国城市化过程的客观认识，而且会影响到决策者进一步统筹规划我国的城市化建设。
目前，国际上许多学者开始使用多个指标体系来反映城市化的多维内涵，比如，加入人口规模、人口密度、城市贫民窟和城郊的地区划分等(Brockerhoff,1995; McDade & Adair,2001)。一份最新的研究利用中国健康与营养调查的丰富信息，从人口密度、经济活动、市场结构、交通设施、卫生医疗条件、通信发展、住房、教育、公共服务等多方面来综合衡量中国城镇社区和农村的城市化水平(Jones－Smith & Popkin,2010)。这一城市化指标目前已被多位国外学者接受，并用以研究中国城市化发展对于居民健康行为、富贵病和医疗不平等等方面的影响(Van de Poel et al.,2012)，但此类研究在国内学术界还比较少见。
有鉴于此，本文利用1989～2009年中国健康与营养调查问卷的长期微观调查数据，依据最新文献中关于我国城镇社区和农村城市化水平的指标衡量体系(Jones－Smith & Popkin,2010)，从微观实证的角度试图分析以下几个问题：城市化水平和城市化进程对我国城乡居民收入有什么样的影响？是线性影响还是二次非线性影响？属于严格意义上的倒U型影响吗？影响程度怎样？城市化与居民收入二者之间的关系是否存在城乡差异？
通过对上述问题的分析和回答，本文将从以下两个方面扩展现有的相关文献。首先，我们运用微观数据分析社区城市化水平和进程对于居民收入的影响，有助于确立城市化与经济发展之间的因果关系。其次，本文通过实证研究发现，我国农村城市化水平与居民收入之间存在二次非线性关系，而城镇地区则主要表现为线性关系。在分析社区城市化综合水平对居民收入影响的基础上，我们还进一步估计了城市化进程所带来的短期收入增长效应，考察社区城市化水平与城市化进程的长短期交互影响。
二、计量方法
根据现有文献的理论分析，我们构建了计量回归模型，利用1989～2009年中国健康与营养调查数据(China Health & Nutrition Survey,CHNS)，从实证角度分析社区城市化水平和进程对居民收入的影响程度。本文的因变量是居民个人总收入的对数值，主要自变量是居民所在社区的城市化水平和城市化进程。
我们主要使用CHNS社区调查问卷中关于各个社区(包括农村或城镇社区)发展状况的数据，依据国际相关文献的指标构建方法(Jones－Smith & Popkin,2010)，综合考虑社区人口密度、经济活动(如是否有经济开发区、是否有农田、农业人口比重等)、市场化程度(与传统市场之间的距离，超市、咖啡馆、快餐店等现代化商业的数量)、交通设施(道路状况、与火车站的距离、与公交站的距离)、卫生设施(使用净化水、排污设施的家庭比例)、通信设施(影院、报纸、邮局、电话等)、住房条件(抽水马桶、自来水、天然气等)、教育(平均受教育程度、幼儿园及学校的数量等)、医疗(医疗保险、诊所及医院数量等)等多个维度的信息，通过因子分析方法计算出的社区城市化程度的分值(index)，用以综合衡量各个社区的城市化水平。
城市化进程反映的是一个社区是否发生了“剧烈的”或者说“快速的”城市化运动。我们认为，尽管长期来看一个社区城市化水平会对居民收入产生影响，但短期内的剧烈变化同样意义重大，将这种长短期效果分开考察会更加合理。根据相关国际文献的做法(Van de Poel et al.,2012)，我们用一个二值变量来反映一个社区的城市化进程：如果一个社区当期的城市化指标与上一期相比有明显的提高，我们认为存在短期内城市化进程加速的情况，即取值为1，否则取值为0。为了检验实证结果的稳健性，本文使用三种方法来构建城市化进程的衡量变量。第一种做法是将所有社区按index的分值由高到低分成4个等级，如果一个社区在两期之间的等级有所上升，那么就将城市化进程变量定义为1，否则为0。第二种做法是考察每个社区两期间的index变化，若其变化大于上一期所有社区index标准差的1/2，就认为这个社区城市化进程变量为1，否则为0。第三种做法与第二种做法类似，但是要求社区两期间index变化大于上一期所有社区index的标准差，才能认为这个社区城市化进程为1，否则为0。
三、实证分析
(一)数据与变量
本文数据来自美国北卡罗来纳大学和中国预防医学会联合组织的中国健康与营养调查项目，这是一项时间跨度达20年的面板数据，包括1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年八期调查，调查区域覆盖全国东中西部不同发展程度的9个省份，包括辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西和贵州。同时，CHNS还收集了广泛的个人、家庭以及农村和城镇的社区信息。2000年以前，每期调查中约有190个基本抽样社区，包括32个城市街区、30个城郊居民区、32个镇(或县城)和96个村庄。自2000年以来，每期调查的基本抽样社区数扩大到216个，包括36个城市街区、36个城郊居民区，36个镇(或县城)和108个村庄。本文将分析样本限定于18岁～60岁之间的成年人，总样本量为40202人，其中，农村样本29209人，城镇样本10993人。
本文的主要解释变量城市化水平(index)是一个连续分值，处于［1.42，10.66］之间，均值为5.30，其不同年份的均值水平如图1所示。按照问卷中对社区类型的行政划分，我们计算了每个调查年度所有社区的平均城市化水平，从图1可以看到，城镇社区平均城市化水平要明显高于农村；无论从全国还是分城乡来看，过去20年我国城市化水平呈现不断上升的趋势，而且2004年以后农村地区的城市化有加速发展的势头。
图1：社区城市化水平均值走势图
根据前文中关于城市化进程(urbanization)的三个衡量方法，我们构建了三个变量。如表1所示，如果使用第一和第二种方法，在两个调查年度间有较明显城市化进程的社区比例约为24％和21％；如果使用第三种最为严格的定义，在两期间发生快速城市化进程的社区比例约为3％。
除了关键解释变量以外，其他解释变量还包括户口、是否有正式工作、性别、民族、年龄、是否为白领、是否是学生、婚姻状况、家庭成员数、肥胖程度、受教育程度、地区等。我们将年龄变量划分为［18，25)、［25，35)、［35，50)、［50，60］四个组。婚姻状况包括已婚和其他两种情况。肥胖程度根据身体质量指数(Body Mass Index,BMI)划分为过轻(BMI＜18.5)、正常(18.5≤BMI＜25，对照组)、超重(25≤BMI＜30)和肥胖(BMI≥30)四个组。受教育程度被分为五个组，包括文盲(对照组)、小学、初中、高中、大学及以上。地区变量包括居民所在省份的虚拟变量。从表1的描述性统计信息来看，具有城镇户口的样本约为35％，男性占50％，汉族人口约占85％，平均年龄为39.14岁。
(二)参数估计及讨论
1.城市化水平对居民收入的影响分析
为考察城市化水平对居民收入的影响，我们首先在表2的第一列中仅加入城市化水平变量(index)与个人特征等其他解释变量，第二列在第一列的基础上加入城市化水平的平方项(
)，第三和第四列分别使用按照行政区划划分的城镇和农村样本进行回归，用于比较城乡差异，检验回归结果的稳健性。
表2第一列的回归结果显示，变量index的系数显著为正，即社区城市化水平的提高可以显著的促进居民收入的增长。为了进一步说明城市化水平对居民收入的影响程度，我们计算出城市化指标对居民收入影响的弹性系数为0.70，即表示社区城市化水平每提高10％，居民收入可以随之增长7％。第二列在加入变量后，index的系数明显变大，但仍显著为正，而的系数却显著为负，这说明城市化水平与居民收入之间存在显著的二次曲线关系，也就是说，社区城市化对居民收入的增长效应会随着城市化水平的提高而逐步减弱。根据回归结果，我们可以计算出最优的城市化水平(即拐点)约为16.75，而2009年，我国城镇社区的城市化水平均值尚不足9，全部调查样本中社区城市化水平最高值也仅为10.66，说明我国目前的社区城市化水平距离拐点尚有较大的差距，在当前情况下还不可能出现城市化对居民收入的负向影响。因此，确切地说，我国社区城市化水平对居民收入的影响并不属于严格意义上的倒u型，而是二次曲线型或凹形。
表2第三和第四列的分城乡回归结果表明，农村样本回归中的index和的系数均在统计学上显著，前者为正，后者为负，说明农村地区的城市化水平与居民收入之间存在显著的非线性关系，拐点约为10.62，也大于农村地区城市化指标的样本最大值10.3，即农村地区城市化发展与居民收入之间的关系主要处于倒U型拐点的左边。这一发现再次验证了表2第二列关于全部样本回归结果的稳健性。在城镇地区，城市化水平对居民收入也存在显著的正向效应，但这主要是一种线性关系，变量系数并不显著。就影响程度而言，我们可以计算出，在农村城市化指标均值水平上(等于4.7)，农村城市化水平对于农民收入的平均影响程度是0.15，明显大于城镇地区的平均影响程度0.11。这一实证发现与国际相关文献的理论研究结论基本一致(Song et al.,2012)，即我国城市化水平的提高有利于改善农民的收入和福利。
2.城市化进程对居民收入的短期影响分析
表3主要用于考察短期城市化进程对居民收入的影响。我们根据模型(2)，用上一调查年度居民所在社区的城市化指标(滞后变量index[,t－1])来反映初始城市化水平对居民收入的长期影响，用两期间社区城市化进程(变量urbanization[,t])来反映城市化对居民收入的短期影响，并检验城市化短期效应与长期效应的交互作用。
表3第一、三和五列的回归结果表明，三种定义下的
都在1％的水平上显著，说明城市化对居民收入的正向作用可分解为两部分，即居民所在社区的初始城市化水平和当期的城市化进程。前者主要决定一个地区社会资源禀赋的丰富程度，而后者主要反映一个地区从农业化向工业化转变过程中的机遇和发展。
表3第二、四和六列分别在前列的基础上加入了城市化水平和城市化进程的交互项。从回归结果上看，三种情况下交互项的系数均小于0，第一和第三种定义下交互项系数非常显著，显著程度达到1％。这一发现说明城市化水平和城市化进程对居民收入的影响具有交互性，同时也再次验证了表2的结果，即随着城市化水平的提高，城市化进程的短期收入增长效应会有所减弱。也就是说，城市化建设在不同地区会带来不同的收入增长效应，对于城市化水平较低的地区而言，城市化建设的收入增长效应会更加明显。
3.其他因素对居民收入影响分析
结合表2和表3，我们可以发现，很多解释变量对居民收入的影响都很显著，例如，在其他条件相同的情况下，具有城镇户口、有正式工作、男性、工作性质为白领、婚姻状况为已婚的居民收入要显著高于其他相对应的人群(即具有农村户口、没有正式工作、女性、工作性质为蓝领、婚姻状况为未婚离异等其他情况)。这意味着，我国户籍制度和性别差异仍是导致居民收入不平等的重要原因。民族的系数均不显著，说明我国汉族和少数民族居民收入不存在没有显著差异。回归结果还表明，35～50岁人群作为当前社会中坚力量其收入水平最高，而18～25岁人群收入水平最低。受教育水平对收入的影响会随着教育程度的提高而逐步递增。另外，我们还发现，体重过轻的系数显著为负，反映了较差健康状况对居民收入的负向影响，而关于肥胖和超重变量的回归结果不是很稳健。
四、结论和建议
随着我国城市化进程的推进和近年来对新农村建设的重视，各地区的城市化水平在相当长时期内将保持不断上升的趋势。中国的城市化政策在以下方面值得思考：
首先，当前各地盛行“造城运动”，试图大力发展区域中心城市、扩建现有城市来促进经济增长，这种做法值得商榷。对城市化程度较高的地区仍然投入大规模建设，不仅会对农村地区的财政扶持和发展产生挤出效应，而且也会由于城市化与居民收入之间的二次曲线关系导致经济效率的低下。因此，我国在新城镇化建设中，应对较为落后的中西部地区及农村地区的发展有所倾斜。此外，在城市化发展战略中不能仅仅着眼于基础设施、房地产开发等建设项目，教育、医疗、社会保障和市场化程度等软环境也同样重要。
其次，我国的城市化与社会主义新农村建设并不矛盾，“建设社会主义新农村”是对我国加快城市化发展的重要补充，也是实现农村居民收入增长的重要途径。然而，实现“生产发展、乡村文明、村容整洁、管理民主”的目标不仅需要改善农村地区基础设施和住房条件等硬性环境，更要求改善农村的教育、医疗、通信以及社会保障等软性条件，通过释放农村地区的消费需求，消耗过剩生产能力，加快农业劳动力向非农劳动力的转移，从而进一步提高整个社会的经济效益。
最后，户籍制度下的城乡二元结构依然存在，制度上人为设置的屏障限制了劳动力要素的充分流动，而且我国社会保障制度与户籍制度挂钩，这些都会造成农村劳动力向非农劳动力转移过程中出现不公平现象。在我国城市化进程中，我们不能仅仅关注经济效益的提高，更要关注不平等问题。建设一个公平竞争的制度环境，可以充分激发技术创新，提高经济效率。因此，我们需要在制度层面上消除隔离，加快户籍制度的改革，保障公民的平等，实现真正的农村城镇化建设。