紀明 鐘敏

摘 要：本文利用1997—2016年中國30個省市的空間面板數(shù)據(jù)，基于農民收入上漲的視角，運用空間計量模型研究中國半城鎮(zhèn)化率的空間分布特征與半城鎮(zhèn)化率持續(xù)上升的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：（1）中國人口半城鎮(zhèn)化具有顯著的空間正自相關性，并且存在自西向東的空間集聚特征；（2）收入上漲顯著推升本地區(qū)人口半城鎮(zhèn)化率，而對周邊省市存在顯著負向溢出效應；（3）推升本地區(qū)人口半城鎮(zhèn)化率的主要是教育水平，但是并不顯著，反而有強的負向溢出效應，降低本地區(qū)人口城鎮(zhèn)化率的主要是產業(yè)結構變化，但空間溢出效應并不顯著。

關鍵詞：農民收入；半城鎮(zhèn)化率；空間杜賓模型；新型城鎮(zhèn)化

中圖分類號：F323.8；F205 文獻標識碼：A 文章編號：0257-5833（2018）06-0039-13

一、引言及文獻綜述

20世紀90年代以來，中國政府致力于解決“三農”問題的決策及城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略實施以來，大量農民向城鎮(zhèn)快速流動，城鎮(zhèn)化進程加速，但大量農民遷移群體仍然呈現(xiàn)著一種“離土不離鄉(xiāng)，進廠不進城”、“非農、非城”的半城鎮(zhèn)化現(xiàn)象，且這種現(xiàn)象有不斷擴大趨勢。半城鎮(zhèn)化作為城鎮(zhèn)化過程中的一種不完全狀態(tài)，指的是城鎮(zhèn)常住人口城鎮(zhèn)化率與城鎮(zhèn)戶籍人口城鎮(zhèn)化率之間的差異。至2017年，中國常住人口城鎮(zhèn)化率已經達到58.52%，但戶籍人口城鎮(zhèn)化率2017年僅為42.35%。中國經濟發(fā)展過程半城鎮(zhèn)化對與經濟持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的影響主要表現(xiàn)在：一方面，流動城市人口的大量涌入滋生了一批特大城市，城市超負荷運轉，進城的農民群體卻因沒有戶籍難以融入城市群體。另一方面，年青勞動力從農村的抽調使得“空巢老人”、“留守兒童”等社會問題加劇，并且經濟的發(fā)展軌道預示著小農的終結但不是農業(yè)的終結，大量耕地荒廢給我國糧食產業(yè)帶來壓力。如何理解半城鎮(zhèn)化的成因及解決新型城鎮(zhèn)化建設中的半城鎮(zhèn)化問題，已經引起了學者和政府決策層面的重點關注。

針對半城鎮(zhèn)化的成因，學術界已經從不同視角進行了較充分的探討，并得出了許多值得借鑒與運用的結論，代表性的觀點主要有三種： 第一，房價因素。房價提高對于城鎮(zhèn)化率存在顯著抑制作用，房價每上漲一個百分點，半城鎮(zhèn)化率上升約0.1894個百分點文樂、彭代彥、覃一冬：《土地供給、房價與中國人口半城鎮(zhèn)化》，《中國人口·資源與環(huán)境》2017年第4期。，房價的上漲通過產生期望財富效應或耗散財富 Zang，B.，P. Lv.，and Warren. C. M. J，“Housing Prices，Ruralurban MigrantsSettlement Decisions and Their Regional Differences in China.”， Habitat International，Vol.50，2015.pp.149-159.，超過農民遷移群體收入增長速度黃海洲、汪超、王慧：《中國城鎮(zhèn)化中住房制度的理論分析框架和相關政策建議》，《國際經濟評論》2015年第2期。，間接促進土地財政吳士煒、汪小勤：《土地財政與城鎮(zhèn)化協(xié)調發(fā)展關系—基于空間經濟學視角》，《經濟理論與經濟管理》2017年第8期。等方面對城鎮(zhèn)化進程產生影響，并且不同類型的房價對于城鎮(zhèn)化的影響不同李永樂等：《不同類型房價對城鎮(zhèn)化的影響研究—來自中國省際面板數(shù)據(jù)的證據(jù)》，《中國土地科學》2014年第4期。，房價上漲對不同區(qū)域的影響亦不同彭代彥、文樂：《為什么半城鎮(zhèn)化率越來越高？—基于房價上漲的分析視角》，《華中師范大學學報》2017年第2期。。第二，制度與政策因素。戶籍制度、住房制度國務院發(fā)展研究中心和世界銀行聯(lián)合課題組等：《中國：推進高效、包容、可持續(xù)的城鎮(zhèn)化》，《管理世界》2014年第4期。、農村土地所有權制度Chan，K . W. ，and W. Buckingham，“Is China abolishing the Hukou System？”，The China Quarterly，Vol.195，2008.pp.582-606、財稅分稅制度秦佳、李建民：《中國人口城鎮(zhèn)化的空間差異與影響因素》，《人口研究》2013年第2期。、產業(yè)政策苑韶峰等：《人口半城鎮(zhèn)化與產業(yè)非農化的時空耦合分析—以浙江省67縣市為例》，《經濟地理》2017年第3期。、城市土地供給政策等均對城鎮(zhèn)化率均有一定影響。應對措施主要在于各大制度與政策應與時俱進鄒一南：《城鎮(zhèn)化的雙重失衡與戶籍制度改革》，《經濟理論與經濟管理》2014年第2期。，優(yōu)先為農民群體落戶提供土壤，降低推力，提高拉力，促進落戶。第三，城市居住成本因素。各研究結果表明農民遷移群體無法落戶的原因在于負擔城市居住成本難，居住成本主要包括收入的不足，民工家庭至少工作21年才有足夠收入完成城市定居過程李敬、章錚：《民工家庭城市化經濟條件分析》，《經濟科學》2008年第3期。；相對農村的高物價與房價等王有正等：《半城鎮(zhèn)化人群落戶中小城鎮(zhèn)的意愿及影響機制分析—以成都市近郊為實證》，《干旱區(qū)地理》2016年4期。。同時，人力資本的有限導致就業(yè)困難，使得農民遷移群體缺乏在城鎮(zhèn)可持續(xù)生活支撐能力的問題黃江泉、李曉敏：《農民工進城落戶的現(xiàn)實困境及政策選擇—一個人力資本分析視角》，《經濟學家》2014年第5期。，而財產性等收入的提高能有效促進城鎮(zhèn)化常文濤：《農民財產性收入與城鎮(zhèn)化互動關系—基于1978-2012時間序列數(shù)據(jù)的分析》，《價格理論與實踐》2013年第4期。。

總體上看，現(xiàn)有研究對人口半城鎮(zhèn)化成因問題做了有益探索，但也存在一些不足，主要表現(xiàn)在：第一，成果多為理論定性研究，實證研究內容還有待深入擴充；第二，現(xiàn)有實證研究多采用標準面板模型，沒有考慮到各地區(qū)之間的空間相關性與相互作用的大小，容易使得模型的估計結果有偏。第三，我國區(qū)域經濟發(fā)展具有東中西部梯度發(fā)展特征，半城鎮(zhèn)化率是否具有空間集聚特征呢？第四，特別重要的是，收入是人口流動的最重要驅動因素，而農民是半城鎮(zhèn)化現(xiàn)象形成的最重要主體。1997年以來，農民收入呈現(xiàn)出加速增長的態(tài)勢，且2005年至2014年期間農民收入提高與半城鎮(zhèn)化率幾乎以相同速度提高，同時，收入結構也發(fā)生劇烈變遷，這些對半城鎮(zhèn)化會造成何種影響，現(xiàn)有研究較少涉及?；诖耍疚脑谇叭搜芯炕A上，擬基于農民收入增長及結構變遷的分析視角，使用1997-2016年除西藏外中國30個省市的數(shù)據(jù)，實證考察農民收入變化對人口半城鎮(zhèn)化的影響。

二、中國經濟發(fā)展過程中的半城鎮(zhèn)化發(fā)展演進趨勢

半城鎮(zhèn)化率理論計算公式為半城鎮(zhèn)人口與城鄉(xiāng)總人口之比，但鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文沿用李愛民的做法，計算公式為：人口半城鎮(zhèn)化率=（城鎮(zhèn)常住人口數(shù)-城鎮(zhèn)戶籍人口數(shù)）/地區(qū)總人口*100%。

（一）20世紀90年代以來中國半城鎮(zhèn)化率總體變化趨勢

自20世紀90年代以來，我國城鎮(zhèn)化處于高速且穩(wěn)定的發(fā)展時期，半城鎮(zhèn)化的狀況主要取決于戶籍人口城鎮(zhèn)化進程，而戶籍人口城鎮(zhèn)化率的增長主要在于房價與住房政策、戶籍制度與社會保障制度的實施情況。自1997年至今，我國半城鎮(zhèn)化主要經過四個階段（詳見圖1）：

1997-2002年半城鎮(zhèn)化率快速上升階段。自1997年的亞洲金融風暴到1998年，部分地方政府將住房市場作為經濟增長點，房地產改革與貨幣分房政策的執(zhí)行使得大量農民群體遷移進入城鎮(zhèn)，增大半城鎮(zhèn)化率人口基數(shù)，同時因為戶籍制度與社會保障制度的力度滯后，使得大量遷移群體落戶難，造成半城鎮(zhèn)化率快速增長。

2003-2005年半城鎮(zhèn)化率基本停滯階段。2003年至2005年期間，戶籍人口城鎮(zhèn)化率均保持了1%以上的增長率，高于2002年與2006年時期。原因在于，2003年中央出臺三農政策中明確提到將積極引導農業(yè)富余勞動力有序轉移，通過取消農民工就業(yè)限制、取締農民工歧視政策與亂收費、提供勞動保護與子女受教育權利等措施促進農民工落戶。

2006-2014年半城鎮(zhèn)化率中高速上升階段。在此期間，房價與半城鎮(zhèn)化率呈現(xiàn)高擬合增長狀態(tài)。房價的快速增長，降低了農民相對收入水平，提高農民遷移群體落戶門檻；同時，農民群體人力資源方面的劣勢，造成城鄉(xiāng)收入差距大，2014年城鎮(zhèn)居民可支配收入約農村居民可支配收入的2.75倍，涌入城市的農民群體收入難以長期支撐起生活各項支出；加之流動人口社會保障等政策制度的不完善，最終推高了半城鎮(zhèn)化率水平。

2015-2017年半城鎮(zhèn)化率波動下降階段。黨的十八屆五中全會強調加快戶籍人口城鎮(zhèn)化進程，并于《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020年）》明確規(guī)定：到2020年，人口城鎮(zhèn)化率應達到45%。受國家政策熱度影響，各省市戶籍制度得到具體落實，有省市明確以降低半城鎮(zhèn)化率為目標，加之社會保障等制度的配套實施，我國戶籍人口城鎮(zhèn)化率從2014年的36.88%上升到2017的42.35%，平均年提高1.82%，半城鎮(zhèn)化波動下降。

（二）中國經濟發(fā)展過程中的半城鎮(zhèn)化的區(qū)域分布特征

由于中國區(qū)域經濟發(fā)展具有東中西部梯度發(fā)展特征，如圖2所示，中國經濟發(fā)展過程中的半城鎮(zhèn)化率分布展現(xiàn)了較強的空間集聚性特征，東南沿海地區(qū)是半城鎮(zhèn)化的“熱點”區(qū)域，而東北與西部地區(qū)則是“冷點”區(qū)域，高半城鎮(zhèn)化率集聚于經濟處于中等水平地區(qū)，如廣西、湖南等地，低半城鎮(zhèn)化率反而集中在青海、甘肅一帶經濟較不發(fā)達地區(qū)與廣東、江蘇等經濟發(fā)達地區(qū)。

三、計量模型設定及變量說明

（一）計量模型設定

本文主要實證研究農民收入變遷對半城鎮(zhèn)化的影響，計量模型設定一是要考慮我國半城鎮(zhèn)化率在空間上是否有集聚特征，同時在計量檢驗上是否具有穩(wěn)定并顯著的空間自相關性，這決定了能否使用標準面板模型進行估計，若不存在，運用標準計量方法即可，若存在，應使用空間計量模型。

前文統(tǒng)計性描述已顯示：我國經濟發(fā)展過程中的半城鎮(zhèn)化率分布展現(xiàn)了較強的空間集聚性特征。如何在計量中考察是否存在空間自相關性，可以通過構建指標與進行檢驗兩種方式進行。第一，LM與RobustLM檢驗。通過普通面板數(shù)據(jù)回歸，在此非空間面板模型的基礎上，通過構建模型殘差的LM與穩(wěn)健的LM統(tǒng)計量進行空間自相關檢驗。根據(jù)檢驗，在5%顯著性水平上認為存在空間自相關。第二，構建檢驗指標。指標主要有Moran's I、Geary's C與GetisOrd指數(shù)C，其中莫蘭指數(shù)I又分為全局莫蘭指數(shù)（global Moran's I）與局部莫蘭指數(shù)（local Moran's I）。檢驗結果如表1所示，2000-2014年全局Morans I估計值均為正，Geary's C指數(shù)均處于（0，1）范圍，且大都在5%以上的顯著性水平上顯著。表明中國半城鎮(zhèn)化水平呈現(xiàn)出強烈的空間正自相關性，即半城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)與半城鎮(zhèn)化水平低的地區(qū)在空間上分別相互集聚，這種特征可能是由各地的農民群體的收入與教育的吸引程度所決定。具體來看，東部沿海等省市農民收入相對較高，且教育質量優(yōu)越，農民工落戶率高，其半城鎮(zhèn)化率便偏低；相反新疆等經濟中下城市，農民收入一般，落戶城市生存存在一定問題，且教育環(huán)境的吸引力也不如東部地區(qū)。另外，MoranI值從2000年0.225至2010間0.2 18，整體呈現(xiàn)明顯的平穩(wěn)波動趨勢，半城鎮(zhèn)化率的空間集聚度變化并不明顯，即半城鎮(zhèn)化率的空間分布格局比較趨向穩(wěn)定。

由統(tǒng)計性描述和空間自相關檢驗可知，半城鎮(zhèn)化率在不同區(qū)域間存在顯著的空間集聚性及空間正自相關性，運用標準面板模型進行估計誤差較大。據(jù)此，本文將設定空間計量模型，以得到回歸系數(shù)的無偏估計量。計量模型的較一般形式如式（1）。

（二）數(shù)據(jù)來源說明

本文共選取1997-2016年中國30個省份、自治區(qū)、直轄市作為樣本，由于西藏數(shù)據(jù)缺失嚴重，故不列入樣本范圍，基礎數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國法律年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》與中經網數(shù)據(jù)庫，缺失數(shù)據(jù)來源于各省市統(tǒng)計年鑒。城鎮(zhèn)戶籍人口本文采用中國公安部公布的非農業(yè)人口數(shù)量，自2014年戶籍制度改革后，部分省市放棄使用農業(yè)與非農業(yè)戶籍制度，改為統(tǒng)一戶籍，至此，公安部便不再公布非農業(yè)人口，本文2015及2016年城市戶籍人口采用插值法補齊。

（三）變量說明

本文主要研究半城鎮(zhèn)化率的空間外溢情況，被解釋變量為半城鎮(zhèn)化率（Hurban）。核心解釋變量為農民收入（ri），根據(jù)年鑒統(tǒng)計口徑，農民收入主要包括工資性、經營性、財產性、轉移性收入四個方面。工資性收入主要為勞務收入，經營性收入主要包括農業(yè)生產如種糧、飼養(yǎng)畜禽等的收入，財產性收入主要是對外投資和財產租賃等取得的收入，轉移性收入與國家的支農政策等有關。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)看來，上述各種收入來源中，工資性收入和經營性收入所占比例最大。本文選取的控制變量主要分為經濟、政治與文化三大方面。（1）經濟方面主要包括人均國內生產總值（PGDP）、國內生產總值（GDP）居民消費水平（Hcl）、財政資金狀況（Br0）、固定資產投資（FDI）、地區(qū)開放程度（Tev）與產業(yè)結構比（Isr）。一般來說，一個地區(qū)總體經濟水平越好，人均國內生產總值越高，居民消費水平越高，財政收入越高，城鎮(zhèn)化水平與結構應發(fā)展更好，半城鎮(zhèn)化率應越小，如北京、上海等城市，其2014年半城鎮(zhèn)化率僅為2.43%與-3.04%；而一個地區(qū)固定資產投資越高，固定資產投資將創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位以此吸引流動人員進入，若城市不能更好的為流動人口提供落戶的土壤，有可能會在一定程度上推高半城鎮(zhèn)化率；與固定資產投資類似，地區(qū)開放程度可以大致理解成吸引外資的能力與對外來人口包容度，越開放地區(qū)對于流動人口的吸引能力是越強，但對于半城鎮(zhèn)化率來說可能是一把雙刃劍；產業(yè)結構比主要衡量地區(qū)產業(yè)結構，產業(yè)結構的變遷總是遵循二產超越一產，三產超越二產的規(guī)律，三產主要為服務業(yè)，能夠為流動人口帶來更多的就業(yè)機會與較高的收入水平，理論上壓低半城鎮(zhèn)化率。（2）政治方面主要包括是否進行戶籍制度改革（Rhrs），文獻中多提到政策制度對城鎮(zhèn)化存在影響，且有省市在政策出臺時明確說明將在2020年將半城鎮(zhèn)化率降至某一水平，對此，相信政府也會對此采取一定舉措，從而對半城鎮(zhèn)化率產生影響。（3）文化方面主要包括教育水平，本文采用教育經費（Ef）與高中生和本?？茖W生占總人口比例（Eh）來衡量。根據(jù)教育與收入的推拉理論，落戶對于農民的吸引最主要是后代能享受到城市的教育資源，最大的阻力在于房價與物價的居高不下。所以，一個地區(qū)教育水平的提高在理論上是能增加農民的落戶幾率，從而降低半城鎮(zhèn)化率。各變量的統(tǒng)計性描述見表2。

（四）實證模型設定

1.空間權重矩陣

度量各樣本之間的空間距離是進行空間計量的前提，并通過空間權重矩陣來反應?？臻g權重矩陣常用的主要有空間相鄰權重矩陣、空間地理距離權重矩陣與空間經濟距離權重矩陣。并且以不同的矩陣為基礎可能產生不同的統(tǒng)計結果。

第一，空間鄰接矩陣。鄰接矩陣分為一階、二階以及多階的權重矩陣。實踐操作中由于交通便利的問題，則多運用二階相鄰權重矩陣，即區(qū)域i與j相鄰或隔區(qū)域相鄰時Wij取值則為1。第二，空間地理距離矩陣。地理距離權重可以通過兩種方式設立：與上述空間相鄰矩陣類似第一種和直接以距離的倒數(shù)作為權重的第二種。實際操作中常根據(jù)兩地區(qū)經緯度得出球面距離，以此取倒數(shù)即可。第三，由于經濟的密切程度等的不同，簡單的地理距離矩陣有時候并不與實際情況相同，所以經濟距離矩陣在考察與經濟水平緊密相關問題時比較優(yōu)越。經濟距離權重可以由區(qū)域間經濟指標之差絕對值的倒數(shù)得到。

在實證中，本文采取了最簡單的空間鄰接矩陣，在接下來將予以更深入研究。但為確保結果的穩(wěn)健性，文章實證結果部分穩(wěn)健性檢驗中將運行以省市間地理距離絕對值倒數(shù)制作的空間距離權重矩陣和2016年GDP之差絕對值倒數(shù)制作的空間經濟權重為基礎的空間杜賓模型進行檢驗。

2.本文實證模型

空間計量模型包含空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）與空間杜賓模型（SDM）三大類。對于三大空間計量模型的選定，本文選用了對數(shù)似然比（LR）檢驗，結果如表3所示，均在1%的顯著性水平上拒絕了使用空間滯后模型與空間誤差模型。據(jù)此，本文將選用空間杜賓模型作為基礎模型進行分析。

同時，Hausman檢驗結果：Prob>chi2=0.0030表明固定效應模型要優(yōu)于隨機效應模型?？紤]到我國占地范圍廣闊，各地區(qū)間經濟發(fā)展水平、所處階段參差不齊，因此本文利用LR似然比檢驗，通過對比時間固定、空間固定與雙固定效應模型的優(yōu)劣來確定最終模型。LR檢驗結果認為時間固定效應與空間固定效應模型嵌套于雙固定效應模型中，結合式（1）基本模型與變量選取，本文實證所運用的雙固定效應空間杜賓模型如式（2）所示。

上式中，hurbanit為本文被解釋變量（半城鎮(zhèn)化率）；Xit為本文主要解釋變量（農民收入）與一系列文化、經濟與政治類控制變量的集合，式中其他成分含義如前文所示。同時，因為空間自回歸模型中其空間滯后項與擾動項存在相關性，即模型存在內生性問題，使用最小二乘回歸無法得到無偏的結果，于是實際估計時均采用極大似然估計（MLE）法，采用了Lee et all.（2010）發(fā)表文章中采用的估計方式 Lee， Lungfei， and Jihai. Yu，“Estimation of spatial autoregressive panel data models with fixed effects. ” Journal of Econometrics， Vol.154，2010.pp.165–185。

三、實證檢驗結果分析

（一）檢驗結果分析

結合上述分析，以式（2）為基礎，實證結果如表4所示，同時加入混合面板回歸結果進行對比。是否進行戶籍制度改革變量t值部分出現(xiàn)忽略原因在于變量系數(shù)值太小，與0無顯著差異，系統(tǒng)自動省略計算。

由表4雙固定效應模型結果，可見：

第一，空間自回歸系數(shù)（ρ）為0.334，且在1%的顯著性水平上顯著。表明被解釋變量存在顯著的空間自相關，OLS回歸是有偏差的，必須考慮空間滯后項。正的空間自回歸系數(shù)實際意義在于區(qū)域半城鎮(zhèn)化率的上升將導致臨近區(qū)域的半城鎮(zhèn)化率上升，形成連鎖反應。半城鎮(zhèn)化率的空間傳遞可能是由于人口的流動性造成的，某一區(qū)域半城鎮(zhèn)化率因為某一因素提升，而其他相鄰區(qū)域的因素差異會逐漸趨同，從而導致半城鎮(zhèn)人口的流動與集聚。

第二，本區(qū)域農民收入的上漲導致本地區(qū)半城鎮(zhèn)化率上升，但顯著抑制了其他區(qū)域的半城鎮(zhèn)化率。這與托達羅模型的傳導機制結果一致，由于人口流動的基數(shù)擴大，而農民遷移群體落戶的措施并未跟上，從而創(chuàng)造更多的半城鎮(zhèn)化人口?；蛘哒f農民收入的上升使得落戶后的相對居住成本降低，但這前提是沒有考慮人口流動，提升的收入在降低相對居住成本的同時又增加了企業(yè)的成本，并由此吸引更多的農民群體進城，拔高半城鎮(zhèn)化率。此結果與彭代彥所獲結果一致。臨近省份半城鎮(zhèn)化率下降的原因仍然在于流動人口。本區(qū)域農民收入增加吸引農民遷移群體從其他區(qū)域進入，減少了其他區(qū)域半城鎮(zhèn)化人口的基數(shù)，自然降低臨近區(qū)域的半城鎮(zhèn)化率。

第三，關于其他控制變量。產業(yè)結構比的系數(shù)在5%的顯著性水平高度顯著，而其空間溢出項并不顯著，即產業(yè)結構比僅對本地區(qū)半城鎮(zhèn)化率有著高的影響力，提高第三次產業(yè)所占比重，能夠通過影響就業(yè)等機制有效降低半城鎮(zhèn)化率。居民消費水平的提高對于在5%的顯著性水平上能抑制半城鎮(zhèn)化率的上升，但無明顯空間溢出效應。財政資金狀況的提升在1%的顯著性水平上對本地區(qū)的半城鎮(zhèn)化率有催高的趨勢，但同樣無顯著溢出效應。同時，本地區(qū)的教育經費與固定資產投資提升對于附近區(qū)域的半城鎮(zhèn)化率有抑制作用，而對本地區(qū)沒有顯著影響，與此相反，本區(qū)域GDP與人均GDP的提高對鄰近區(qū)域半城鎮(zhèn)化率有顯著推高作用，而對本地區(qū)無顯著作用。綜上所述，在考慮了人口流動的情況下，經濟產業(yè)發(fā)展水平、政府教育與建設支出對農民遷移群體落戶意愿影響最大。經濟發(fā)展水平造就區(qū)域一般經濟環(huán)境，固定資產投資與產業(yè)升級等創(chuàng)造就業(yè)崗位，教育水平提升農民遷移群體人力資本，以此提升人口戶籍城鎮(zhèn)化率。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為保證半城鎮(zhèn)化率的空間自相關性非偶然，本文通過更換空間權重矩陣進行檢驗。如表5所示，除前文所使用的空間相鄰矩陣外，還使用了空間地理距離矩陣與空間經濟距離矩陣。結果表明，三大模型所示結果一致，均在1%的顯著性水平上拒絕退化成標準計量模型，說明模型具有良好的穩(wěn)健性。與前文所述一致，三大模型估計結果呈現(xiàn)了一定的差異性，如以空間經濟距離矩陣為基礎的估計結果中，農民收入對于半城鎮(zhèn)化的影響不再顯著，但在10%的顯著性水平上仍存在負的空間溢出，大致體現(xiàn)了農民群體的遷移多方面考慮因素，地區(qū)經濟僅是其中之一，某一地區(qū)農民收入的提高對于相近區(qū)域的半城鎮(zhèn)化率提升有抑制趨勢。而其他控制變量，差別不是特別明顯。

（三）進一步深入分析

1.收入各組成項對于半城鎮(zhèn)化的影響

如前文所述，收入組成項目中工資性收入與經營性收入所占比重大且屬于經常發(fā)生項目，并且經營性收入與工資性收入和半城鎮(zhèn)化率在2005至2014年期間均存在著同速增長的情況，但兩大收入的增長差異使得經營性收入似乎更擬合半城鎮(zhèn)化的變動情況。

于是本文選取除西藏外全國30個省市來考察收入的工資性收入和經營性收入兩大項目對于半城鎮(zhèn)化的影響，分析結果如表6所示。由ρ值可以發(fā)現(xiàn)，工資性收入與經營性收入均存在強烈的空間自相關，但僅工資性收入在5%的顯著性水平上對半城鎮(zhèn)化率存在正向影響，且無空間外溢，經營性收入對半城鎮(zhèn)化率存在負影響，但不顯著。經營性收入模型與其他兩模型相比，對于政策與產業(yè)的變動十分敏感，說明經營性收入的不穩(wěn)定性會讓農民群體做決策前多方考慮?？梢岳斫?，工資收入等穩(wěn)定類收入的變動對于農民群體行為的影響更為顯著，穩(wěn)定性收入有利于保證落戶后穩(wěn)定的生活狀態(tài)，比如農村學生畢業(yè)后從事白領類工作而更容易在城市定居的現(xiàn)象，但由于工資受限，買房定居支付物價的能力不足，反而推升了半城鎮(zhèn)化率。同時，工資性收入與經營性收入模型中教育水平對于半城鎮(zhèn)化的降低在5%的顯著性水平上顯著，由此可以說明，真正運用自己的智慧與努力的農民工群體對于城市教育的水平是十分敏感的，與前文分析一致，教育是農民群體進城的強勁拉力之一。

模型1為總收入估計模型，模型2為工資性收入估計模型，模型3為經營性收入估計模型。

2.東中西三大區(qū)域空間差異

我國幅員遼闊，經濟發(fā)展水平參差不齊，本文通過劃分我國東部、中部、西部東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、山東、海南；中部地區(qū)包括：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括：重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古。三大區(qū)域來對收入與半城鎮(zhèn)化率的關系進行進一步研究，回歸結果如表7所示。通過ρ值可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)在10%以上水平接受不存在空間自相關的原假設，而中部與西部在1%的顯著性水平上認為存在空間自相關。同時，中部地區(qū)而言，農民收入水平對于半城鎮(zhèn)化率無顯著影響。不妨將東中西三大區(qū)域理解為經濟發(fā)展的不同層次，在收入水平處于不同的范圍時，對于半城鎮(zhèn)化的影響是不同的，在收入水平較低時，收入的提高降低半城鎮(zhèn)化率；在收入水平較高時，收入的變動對于半城鎮(zhèn)化率的影響將不再顯著。此結論要求各區(qū)域結合自身具體經濟情況，采取適宜的手段來促進農民群體落戶。對于西部地區(qū)而言，政府的政策與產業(yè)結構的變動將顯著影響半城鎮(zhèn)化率，在操作策略方面有著較強的現(xiàn)實意義。

四、結論與政策含義

中國人口半城鎮(zhèn)化率作為我國城鎮(zhèn)化過程中的特有現(xiàn)象，近年來一直保持并有上升趨勢。通過分析可見，半城鎮(zhèn)化率在2004年與2013年左右存在增長率突變的情況。為避免半城鎮(zhèn)化所帶來的諸多社會問題，本文基于農民收入增長的視角，從理論上探討了半城鎮(zhèn)化率因收入變動后的基本走勢及影響，并使用1997-2016年中國除西藏外30個省市的面板數(shù)據(jù)，運用空間計量模型進行了實證檢驗。我們得到如下幾點結論：

第一，我國半城鎮(zhèn)化率具有穩(wěn)定并顯著空間正自相關性，且呈現(xiàn)自西向東的空間集聚，使用標準面板模型進行估計有較大的誤差性。

第二，農民收入水平的提高顯著推升本區(qū)域半城鎮(zhèn)化率，且對臨近區(qū)域存在負的空間溢出效應。此外，推升本地區(qū)人口半城鎮(zhèn)化率的主要是教育水平，但是并不顯著，反而有強的溢出效應，能有效降低附近地區(qū)的半城鎮(zhèn)化率；降低本地區(qū)人口城鎮(zhèn)化率的主要是產業(yè)結構變化，第三次產業(yè)為主導的產業(yè)結構能夠有效的通過就業(yè)等機制降低半城鎮(zhèn)化率，但空間溢出效應并不顯著。而大部分經濟環(huán)境類別變量對于半城鎮(zhèn)化率的影響并不顯著。

作為城鎮(zhèn)化過程中的一種不完全狀態(tài)，半城鎮(zhèn)化率的上升意味著更多的農民群體雖然進城，但仍無法享受到與城鎮(zhèn)居民相同的社會保障與公共服務，如子女教育與就業(yè)等。在農民群體得不到更好保障的同時，新型城鎮(zhèn)化的進程亦受到影響。為實現(xiàn)《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020年）》中的目標：至2020年我國常住人口城鎮(zhèn)化率應達到60%，且戶籍人口城鎮(zhèn)化率與常住人口城鎮(zhèn)化率縮小2個百分點，本文據(jù)實證結果與前人研究基礎李愛民：《我國新型城鎮(zhèn)化面臨的突出問題與建議》，《城市發(fā)展研究》2013年第7期。，提出如下政策建議：第一，加快推進戶籍制度改革。踐行城鄉(xiāng)整合的道路，建立起以戶籍制度改革為主的一體多層社會政策體系；第二，加大農民教育突入，提高人力資本水平。政府應加大對于農民遷移群體的教育投入，加強宣傳指導，重視職業(yè)教育或開展免費技能培訓，加大各地區(qū)對于農民遷移人口落戶的拉力并為提升農民收入創(chuàng)造基礎；第三，不同地區(qū)控制半城鎮(zhèn)化的手段應該因地制宜。充分考慮到不同類型不同層次的農村遷移群體的社會需求存在差異，且不同區(qū)域經濟發(fā)展水平、政府財政負擔能力與社會矛盾也有所不同，所以各區(qū)域應該因地制宜，多方法多角度的制定相關措施降半城鎮(zhèn)化率。如經濟條件較落后的西部地區(qū)應以經濟建設為中心，積極提高農民群體收入，而經濟發(fā)達的東部地區(qū)應酌情考慮其他手段，重點控制外地流動人口；第四，加快產業(yè)結構調整步伐。努力增加第三產業(yè)所占比重，提高就業(yè)率，以穩(wěn)定的工資收入增加來促進農民落戶。

（責任編輯：曉亮）