中国城市化与经济增长关系的实证研究

摘要：从1952—2012年，我国城市化经历了由低迷到蓬勃发展的历程，同时GDP一直保持高速增长，本采用误差修正模型对中国1952—2012年的城市化率与人均GDP进行实证分析，探究二者的长期和短期关系。研究表明，不论是长期还是短期，城市化对经济增长都有巨大的拉动作用，而经济增长却没有显著地带动城市化进程。在短期，城市化率每提高1%就会带动经济增约0.73%；长期作用更是显著，可以达到2.37%。而人均GDP增长在短期对城市化的拉动效应仅为0.13%，长期为0.22%。就目前而言，城市化与经济增长之间存在着相辅相成的关系，这主要与我国现阶段经济发展水平有关。

关键词：城市化 经济增长 误差修正模型

一、引言

2001年诺贝尔经济奖得主斯蒂格列茨把“中国的城市化”与“美国的高科技”并列为影响21世纪人类发展进程的两大关键因素。城市化是人口、土地、产业、资源从乡村向城市的集中，本质上是满足人口对城市工作和城市生活需要的过程（杨开忠，2001）[1]。中国大陆的城市化相当缓慢，从1952—1978年仅由12.5%上升到17.9%，而在1950年至1980年，全世界城市人口的比重由28.4%上升到41.3%，上升了12.9%，远远超过我国5.5%的增幅。1978年之后，在政策指导的背景下乡镇企业迅速崛起。上世纪80年代，沿海地区出现了大量新兴的小城镇，随后在90年代逐渐由沿海向内地推进。1978年以来，有大约超过1亿的农村劳动力从农业部门转移到乡镇企业，促进了乡镇企业在整个改革期间的高速增长（王小鲁，2002）[2]。截至2012年，我国城市化率达到52.6%，与1978年相比增长了34.7%，实现了巨大的飞跃。经济增长方面，我国在1952—1978年期间实施新的治理模式，经济增长明显加速，GDP增长了3倍，其中GDP年均增长5.1%，人均增长2.9%，这两项指标分别高于和等于世界平均水平。1979—1988年间，工业产值平均增长12.8%，国民生产总值平均增长9.6%，1984—1998年，全社会固定资产投资增长1.45倍（周振华，1995）[3]，总之，1978年至今，中国经历了持续三十多年之久的，令世界瞩目的高速经济发展。图1是我国1952—2012年GDP、人均GDP和城市化率的折线图。

二、献综述

Berry（1961）在肯定城市化与经济增长有很强相关性的同时，指出无论是经济水平还是城市化的程度都不会对城市规模形成影响[4]。Moomaw和Shatter（1996）分析了非平稳面板数据，认为国家的城市化受人均GDP和出口占人均GDP的比重影响，并显示正相关关系[5]。 Eatona和Eckstein（1997）针对法国与日本的经验数据得出结论，城市人口的增长意味着城市全要素生产率的提高[6]。王小鲁（2002）运用理论分析，指出我国城市化水平相对落后，城市化质量并不高[2]。张景华（2007）发现1978—2004年，我国城市化水平每提高1个百分点， 城市经济增长率提高近5个百分点[7]。赵玥和徐盈之（2008）利用面板数据模型，对1978—2006年的数据研究分析，发现城市化长期可决定经济增长，但经济增长却不能决定人口城市化水平[8]。

虽然众多学者对这两项指标的相关性做了实证分析，然而大部分研究区间都局限在所选取数据时间跨度较短的问题，很难得出普遍一致的结论，因此，与原有研究相比，本创新之处在于选取1952—2012年的全部数据进行实证分析，探索我国的城市化率与人均国内生产总值在长达61年的时间跨度里，从整体上体现出的是促进还是制约，是单向相关还是双向相关，这种相关性系数又有多大；其次，本在研究城市化与经济增长长期关系的同时，也考察了两者在1952—2012年这一时段的短期关系，从长期关系中研究两项指标在发展过程中的相互影响，揭示其中的规律性；从短期关系中考察两项指标对彼此波动的敏感程度，当一个变量发生变化时，另一个指标的变化会有多大，这种变化的时滞性又有多大。长短期数据相结合，从多方面揭示两项指标的联系。

三、研究方法

（一）二元经济理论

诺贝尔经济学奖获得者——美国经济学家威廉·阿瑟·刘易斯（1954）在他著名的论《劳动无限供给下的经济发展》中提出“二元经济模型（Dual Sector model）”，该模型中有关人口与经济增长的部分成为分析当前城市化问题的理论支撑[9]。在“二元经济模型”探讨人口与经济的关系时，隐含这样一条主线：人口就是通过决定资本积累的程度进而影响经济发达程度。在社会生产中，“资本主义部门”代表城市中的二、三产业，“维持生计部门”代表乡镇中的农业。在资本主义部门，资本家将他们的“剩余”以工资的形式支付给工人，创造更多的固定资本，新的固定资本为接下来更多的人在资本主义部门就业提供了条件，这就吸引劳动者从维持生计部门转移到资本积累部门，也就是从乡镇的农业转移到城市的二、三产业。这一过程将一直持续，直到维持生计部门的剩余劳动力消失为止。实际上，这个模型说明，当资本主义部门用不变的固定工资可以得到无限劳动力，而利润全部用来再生产，资本就会不断积累，国民收入不断增加，经济发展的实质就是传统部门的牺牲换来现代部门的扩张。

（二）研究方法

本建立误差修正模型遵从E—G两步法，第一步，用普通最小二乘法进行协整回归，检验变量间的长期均衡关系，估计长期均衡关系的参数；第二步，当存在协整关系，则以第一步求到的残差作为非均衡误差项加入到误差修正模型中，并用OLS法估计相应参数。

四、实证分析

（一）数据选择与来源

本选取了城镇人口数与总人口的比重作为衡量城市化的指标。另外，相较于GDP，人均GDP更能体现人民的生活水平，更贴近“民生”问题里所涉及的“居民幸福指数”，因此，本选取人均GDP和城镇人口与总人口算出的城镇率作为分析指标，数据来源于《新中国60年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》。

（二）误差修正模型

通过平稳性检验和协整检验可知数据符合建立误差修正模型。以城市化率（Y）为因变量，以经济增长（X）、X的差分（X（-1））、Y的差分（Y（-1））、滞后一期的误差修正项（e（-1））为自变量建立模型：

△уt=0.127△χt+0.016△χt-1+0.338△уt-1-0.152еt-1

（1）

（0.000） （0.003） （0.000） （0.000）

adjR2=0.985 DW=1.558

可得Y关于X的短期弹性■=0.127

得出结论，经济水平在短期对城市化率的影响不大，也就是说城市化率对经济增长的波动不敏感，人均GDP提高1%，只会引起城市化率增长0.13%，这与传统的观点“经济增长对城市化率有显著的正相关关系”不同，出现这种现象与我国特殊的政策制度密不可分，例如户籍制度、土地制度、社会保障制度等等，其中，原有的户籍制度极大地限制了乡镇居民迁往城市，不配套的社会保障体系和教育、医疗体系也没有为我国的城市化进程做好铺垫。虽然政府宣布将采取措施进行改革，但从目前来看，如果想要在短期内提高城市化水平，还是不能完全依靠刺激经济的方式。

再对X、Y及其滞后项做出回归式：

У=-0.504+0.112χ+0.828У（-1）-0.073χ（-1） （2）

得出Y关于X的长期弹性β=0.224

得出结论，在长期人均GDP对城市化率的拉动效应有所提高，人均GDP增长1%，拉动城市化率提高0.22%，这是由于积累效应将经济增长的短期效用不断集聚，但是影响依旧不大，这是因为受到现阶段我国经济发展水平的限制，目前我国经济仍处于发展期，在全球经济还在处于经济危机复苏阶段的背景下，我国经济不足以有效带动城市化进程。

同理，以经济增长（X）为因变量，以城市化率（Y）、X的差分（X（-1））、Y的差分（Y（-1））、滞后一期的误差修正项（e（-1））为自变量建立模型：

△χt=0.732△уt+0.817△χt-1-0.585△уt-1-0.051еt-1（3）

（0.000） （0.000） （0.000） （0.000）

adjR2=0.999 DW=1.924

可得X关于Y的短期弹性α=0.732

这表明在短期即使是城市化的微小变化都会对经济有很显著的正效应，城市化提高1%就会带动经济增长0.73%，人均GDP对城市化率的变动很敏感，反应迅速，时滞性较短。这是因为人口本身就是经济增长模型中的一个重要变量，是生产环节的投入要素之一，此外，人口聚集引发更细化的分工，人口聚集也意味着资金、技术、人才多种资源的聚集，高密度的劳动力和企业分布也有助于知识技术的正外部性得到发挥，总之，由人口聚集引发的一系列生产领域的变化都有助于提高生产效率和更优化的资源配置。

再对X、Y及其滞后项做出回归式：

χ=-0.264+0.669у+1.035χ（-1）-0.743у（-1） （4）

得出X关于Y的长期弹性β=2.368

得出结论：城市化对经济增长在长期有极为显著的正向影响，城市化率提高1%，人均GDP增长2.37%，翻了一倍之多，可见我国的城市化发展状况对经济有至关重要的作用，搞好城市化进程是我国发展经济一项重要环节。

五、结论与讨论

通过实证分析发现，从1952—2012年我国人均GDP对城市化水平的影响在短期和长期都不显著，城市化指标对GDP的波动不敏感，GDP变动不会立刻引发城市化率的变动，而且两个变量也不具有很强的相关性。在短期，人均GDP提高1%，城市化率增长仅为0.13%；在长期效应略有提高，人均GDP提高1%，城市化率增长0.22%。这是因为短期的影响通过累积效应得到加强，但仍然远远小于0.50%。1952—2012年的数据研究也显示，城市化进程对GDP增长有极其显著的正向作用。在短期，城市化率每提高1%就会带动经济增0.73%左右；在长期，作用更是显著，城市化率提高1%会拉动经济提高2.37%，城市化引发的GDP增长比其自身的增长都要翻一倍之多。这是因为人口本身就是经济增长模型中的一个重要变量，是生产环节的投入要素之一，另外，由人口聚集带来的其他一系列变化也波及到社会、经济等多领域。总之，在高密度的劳动力和企业分布下，生产效率不断提高，资源得到优化配置。

就目前而言，我国城市化与经济增长之间存在着相辅相成的关系。如何加快我国的制度政策改革，解决我国城市化不足的问题；如何创造扎实稳健的经济环境，使经济增长有效地带动城市化发展；如何充分发挥城市化的显著正向作用，在全球经济低迷的条件下进一步拉动我国经济，是目前应对我国经济增长与城市化问题的关键。

参考献：

[1]杨开忠.中国城市化驱动经济增长的机制与概念模型[J].城市问题，2001（3）：4—7

[2]王小鲁.城市化与经济增长[J].经济社会体制比较，2002（1）：23—32

[3]周振华.增长轴心转移：中国进入城市化推动型经济增长阶段[J].经济研究，1995（1）：3—10

[4]Berry，B. J. L.. City size distributions and economic development [J]. Economic development and cultural change，1961，9（4）：573—588

[5]Moomaw， R.. L. Shatter，A. M.. Urbanization and economic development：a bias toward large cities？[J]. Journal of Urban Economics，1996，40（1）：13—37

[6]Eaton，J. Eckstein，Z.. Cities and growth：Theory and evidence from France and Japan[J]. Regional science and urban Economics，1997，27（4）：443—474

[7]张景华.城市化驱动经济增长的机制与实证分析[J].财经科学，2007 （5）：47—54

[8]赵玥，徐盈之. 我国人口城市化水平与经济增长的关系分析——基于面板数据的实证分析[J]. 华东经济管理，2008，22（10）：44—47

[9]威廉·阿瑟·刘易斯著，施炜，谢兵，苏玉宏译.二元经济论[M].北京经济学院出版社，1989

（李小瞳儿，1992年生，内蒙古呼和浩特人，中国海洋大学经济学院。研究方向：区域经济发展）

（二）误差修正模型

通过平稳性检验和协整检验可知数据符合建立误差修正模型。以城市化率（Y）为因变量，以经济增长（X）、X的差分（X（-1））、Y的差分（Y（-1））、滞后一期的误差修正项（e（-1））为自变量建立模型：

△уt=0.127△χt+0.016△χt-1+0.338△уt-1-0.152еt-1

（1）

（0.000） （0.003） （0.000） （0.000）

adjR2=0.985 DW=1.558

可得Y关于X的短期弹性■=0.127

得出结论，经济水平在短期对城市化率的影响不大，也就是说城市化率对经济增长的波动不敏感，人均GDP提高1%，只会引起城市化率增长0.13%，这与传统的观点“经济增长对城市化率有显著的正相关关系”不同，出现这种现象与我国特殊的政策制度密不可分，例如户籍制度、土地制度、社会保障制度等等，其中，原有的户籍制度极大地限制了乡镇居民迁往城市，不配套的社会保障体系和教育、医疗体系也没有为我国的城市化进程做好铺垫。虽然政府宣布将采取措施进行改革，但从目前来看，如果想要在短期内提高城市化水平，还是不能完全依靠刺激经济的方式。

再对X、Y及其滞后项做出回归式：

У=-0.504+0.112χ+0.828У（-1）-0.073χ（-1） （2）

得出Y关于X的长期弹性β=0.224

得出结论，在长期人均GDP对城市化率的拉动效应有所提高，人均GDP增长1%，拉动城市化率提高0.22%，这是由于积累效应将经济增长的短期效用不断集聚，但是影响依旧不大，这是因为受到现阶段我国经济发展水平的限制，目前我国经济仍处于发展期，在全球经济还在处于经济危机复苏阶段的背景下，我国经济不足以有效带动城市化进程。

同理，以经济增长（X）为因变量，以城市化率（Y）、X的差分（X（-1））、Y的差分（Y（-1））、滞后一期的误差修正项（e（-1））为自变量建立模型：

△χt=0.732△уt+0.817△χt-1-0.585△уt-1-0.051еt-1（3）

（0.000） （0.000） （0.000） （0.000）

adjR2=0.999 DW=1.924

可得X关于Y的短期弹性α=0.732

这表明在短期即使是城市化的微小变化都会对经济有很显著的正效应，城市化提高1%就会带动经济增长0.73%，人均GDP对城市化率的变动很敏感，反应迅速，时滞性较短。这是因为人口本身就是经济增长模型中的一个重要变量，是生产环节的投入要素之一，此外，人口聚集引发更细化的分工，人口聚集也意味着资金、技术、人才多种资源的聚集，高密度的劳动力和企业分布也有助于知识技术的正外部性得到发挥，总之，由人口聚集引发的一系列生产领域的变化都有助于提高生产效率和更优化的资源配置。

再对X、Y及其滞后项做出回归式：

χ=-0.264+0.669у+1.035χ（-1）-0.743у（-1） （4）

得出X关于Y的长期弹性β=2.368

得出结论：城市化对经济增长在长期有极为显著的正向影响，城市化率提高1%，人均GDP增长2.37%，翻了一倍之多，可见我国的城市化发展状况对经济有至关重要的作用，搞好城市化进程是我国发展经济一项重要环节。

五、结论与讨论

通过实证分析发现，从1952—2012年我国人均GDP对城市化水平的影响在短期和长期都不显著，城市化指标对GDP的波动不敏感，GDP变动不会立刻引发城市化率的变动，而且两个变量也不具有很强的相关性。在短期，人均GDP提高1%，城市化率增长仅为0.13%；在长期效应略有提高，人均GDP提高1%，城市化率增长0.22%。这是因为短期的影响通过累积效应得到加强，但仍然远远小于0.50%。1952—2012年的数据研究也显示，城市化进程对GDP增长有极其显著的正向作用。在短期，城市化率每提高1%就会带动经济增0.73%左右；在长期，作用更是显著，城市化率提高1%会拉动经济提高2.37%，城市化引发的GDP增长比其自身的增长都要翻一倍之多。这是因为人口本身就是经济增长模型中的一个重要变量，是生产环节的投入要素之一，另外，由人口聚集带来的其他一系列变化也波及到社会、经济等多领域。总之，在高密度的劳动力和企业分布下，生产效率不断提高，资源得到优化配置。

就目前而言，我国城市化与经济增长之间存在着相辅相成的关系。如何加快我国的制度政策改革，解决我国城市化不足的问题；如何创造扎实稳健的经济环境，使经济增长有效地带动城市化发展；如何充分发挥城市化的显著正向作用，在全球经济低迷的条件下进一步拉动我国经济，是目前应对我国经济增长与城市化问题的关键。

参考献：

[1]杨开忠.中国城市化驱动经济增长的机制与概念模型[J].城市问题，2001（3）：4—7

[2]王小鲁.城市化与经济增长[J].经济社会体制比较，2002（1）：23—32

[3]周振华.增长轴心转移：中国进入城市化推动型经济增长阶段[J].经济研究，1995（1）：3—10

[4]Berry，B. J. L.. City size distributions and economic development [J]. Economic development and cultural change，1961，9（4）：573—588

[5]Moomaw， R.. L. Shatter，A. M.. Urbanization and economic development：a bias toward large cities？[J]. Journal of Urban Economics，1996，40（1）：13—37

[6]Eaton，J. Eckstein，Z.. Cities and growth：Theory and evidence from France and Japan[J]. Regional science and urban Economics，1997，27（4）：443—474

[7]张景华.城市化驱动经济增长的机制与实证分析[J].财经科学，2007 （5）：47—54

[8]赵玥，徐盈之. 我国人口城市化水平与经济增长的关系分析——基于面板数据的实证分析[J]. 华东经济管理，2008，22（10）：44—47

[9]威廉·阿瑟·刘易斯著，施炜，谢兵，苏玉宏译.二元经济论[M].北京经济学院出版社，1989

（李小瞳儿，1992年生，内蒙古呼和浩特人，中国海洋大学经济学院。研究方向：区域经济发展）

（二）误差修正模型

通过平稳性检验和协整检验可知数据符合建立误差修正模型。以城市化率（Y）为因变量，以经济增长（X）、X的差分（X（-1））、Y的差分（Y（-1））、滞后一期的误差修正项（e（-1））为自变量建立模型：

△уt=0.127△χt+0.016△χt-1+0.338△уt-1-0.152еt-1

（1）

（0.000） （0.003） （0.000） （0.000）

adjR2=0.985 DW=1.558

可得Y关于X的短期弹性■=0.127

得出结论，经济水平在短期对城市化率的影响不大，也就是说城市化率对经济增长的波动不敏感，人均GDP提高1%，只会引起城市化率增长0.13%，这与传统的观点“经济增长对城市化率有显著的正相关关系”不同，出现这种现象与我国特殊的政策制度密不可分，例如户籍制度、土地制度、社会保障制度等等，其中，原有的户籍制度极大地限制了乡镇居民迁往城市，不配套的社会保障体系和教育、医疗体系也没有为我国的城市化进程做好铺垫。虽然政府宣布将采取措施进行改革，但从目前来看，如果想要在短期内提高城市化水平，还是不能完全依靠刺激经济的方式。

再对X、Y及其滞后项做出回归式：

У=-0.504+0.112χ+0.828У（-1）-0.073χ（-1） （2）

得出Y关于X的长期弹性β=0.224

得出结论，在长期人均GDP对城市化率的拉动效应有所提高，人均GDP增长1%，拉动城市化率提高0.22%，这是由于积累效应将经济增长的短期效用不断集聚，但是影响依旧不大，这是因为受到现阶段我国经济发展水平的限制，目前我国经济仍处于发展期，在全球经济还在处于经济危机复苏阶段的背景下，我国经济不足以有效带动城市化进程。

同理，以经济增长（X）为因变量，以城市化率（Y）、X的差分（X（-1））、Y的差分（Y（-1））、滞后一期的误差修正项（e（-1））为自变量建立模型：

△χt=0.732△уt+0.817△χt-1-0.585△уt-1-0.051еt-1（3）

（0.000） （0.000） （0.000） （0.000）

adjR2=0.999 DW=1.924

可得X关于Y的短期弹性α=0.732

这表明在短期即使是城市化的微小变化都会对经济有很显著的正效应，城市化提高1%就会带动经济增长0.73%，人均GDP对城市化率的变动很敏感，反应迅速，时滞性较短。这是因为人口本身就是经济增长模型中的一个重要变量，是生产环节的投入要素之一，此外，人口聚集引发更细化的分工，人口聚集也意味着资金、技术、人才多种资源的聚集，高密度的劳动力和企业分布也有助于知识技术的正外部性得到发挥，总之，由人口聚集引发的一系列生产领域的变化都有助于提高生产效率和更优化的资源配置。

再对X、Y及其滞后项做出回归式：

χ=-0.264+0.669у+1.035χ（-1）-0.743у（-1） （4）

得出X关于Y的长期弹性β=2.368

得出结论：城市化对经济增长在长期有极为显著的正向影响，城市化率提高1%，人均GDP增长2.37%，翻了一倍之多，可见我国的城市化发展状况对经济有至关重要的作用，搞好城市化进程是我国发展经济一项重要环节。

五、结论与讨论

通过实证分析发现，从1952—2012年我国人均GDP对城市化水平的影响在短期和长期都不显著，城市化指标对GDP的波动不敏感，GDP变动不会立刻引发城市化率的变动，而且两个变量也不具有很强的相关性。在短期，人均GDP提高1%，城市化率增长仅为0.13%；在长期效应略有提高，人均GDP提高1%，城市化率增长0.22%。这是因为短期的影响通过累积效应得到加强，但仍然远远小于0.50%。1952—2012年的数据研究也显示，城市化进程对GDP增长有极其显著的正向作用。在短期，城市化率每提高1%就会带动经济增0.73%左右；在长期，作用更是显著，城市化率提高1%会拉动经济提高2.37%，城市化引发的GDP增长比其自身的增长都要翻一倍之多。这是因为人口本身就是经济增长模型中的一个重要变量，是生产环节的投入要素之一，另外，由人口聚集带来的其他一系列变化也波及到社会、经济等多领域。总之，在高密度的劳动力和企业分布下，生产效率不断提高，资源得到优化配置。

就目前而言，我国城市化与经济增长之间存在着相辅相成的关系。如何加快我国的制度政策改革，解决我国城市化不足的问题；如何创造扎实稳健的经济环境，使经济增长有效地带动城市化发展；如何充分发挥城市化的显著正向作用，在全球经济低迷的条件下进一步拉动我国经济，是目前应对我国经济增长与城市化问题的关键。

参考献：

[1]杨开忠.中国城市化驱动经济增长的机制与概念模型[J].城市问题，2001（3）：4—7

[2]王小鲁.城市化与经济增长[J].经济社会体制比较，2002（1）：23—32

[3]周振华.增长轴心转移：中国进入城市化推动型经济增长阶段[J].经济研究，1995（1）：3—10

[4]Berry，B. J. L.. City size distributions and economic development [J]. Economic development and cultural change，1961，9（4）：573—588

[5]Moomaw， R.. L. Shatter，A. M.. Urbanization and economic development：a bias toward large cities？[J]. Journal of Urban Economics，1996，40（1）：13—37

[6]Eaton，J. Eckstein，Z.. Cities and growth：Theory and evidence from France and Japan[J]. Regional science and urban Economics，1997，27（4）：443—474

[7]张景华.城市化驱动经济增长的机制与实证分析[J].财经科学，2007 （5）：47—54

[8]赵玥，徐盈之. 我国人口城市化水平与经济增长的关系分析——基于面板数据的实证分析[J]. 华东经济管理，2008，22（10）：44—47

[9]威廉·阿瑟·刘易斯著，施炜，谢兵，苏玉宏译.二元经济论[M].北京经济学院出版社，1989

（李小瞳儿，1992年生，内蒙古呼和浩特人，中国海洋大学经济学院。研究方向：区域经济发展）