城市化与地区经济增长的互动效应——来自广东省的经验证据

张廷海，戴倩雯

城市化是经济增长过程中， 各类生产要素向城市中心区域集聚和城市规模向外延发展的表现形式。 当人口不断向城市聚集时也会带来技术、知识等溢出效应，促进经济效率的提高，城市化进程对地区经济增长具有一定的积极作用。 改革开放前，广东省城市化水平长期受体制、政策等因素制约处于较低水平。 近30 多年来，广东省在经济、社会等各个方面取得了长足进展， 城市化也以前所未有的速度和规模迅速发展。 1978－2012 年间，广东省的城市化水平从16.26%提高到67.4%， 增加了51.14%，仅次于北京、上海和天津，平均每年提高约1.5 个百分点。 广东省人均GDP 从改革之初的370 元迅速增加到现在的54095 元， 位居全国前列。 从整体上，广东城市化与地区经济增长效应值得深入探讨。

一、文献综述

学者们从不同视角对城市化与经济增长相关问题展开探讨。 Lampard(1965)对美国过去一个世纪的数据分析， 得出经济增长与城市化水平显著正相关的结论， 同时城市化的发展阶段与经济增长之间具有很大的一致性。Northam (1975）对panel面板数据进行分析后， 得出城市化发展程度与经济增长水平之间具有某种线性关系的结论， 并提出具体的城市化程度与经济发展水平之间的线性经验关系式。采用多国的数据，Henderson（2003）测算出城市化率同人均GDP(对数)相关系数为0.85，说明两者之间具有较高的关联度。 Duranton（2004)提出， 城市化既是经济增长的源泉也是经济增长的动力。 Verner（2005)对1992-2002 年墨西哥的相关数据分析后指出， 城市化的作用主要表现在两方面：促进经济增长和有助于消除贫困。

杨小凯和张永生(2000)率先采用超边际分析工具建立城市化模型，研究表明：城市化进程推动分工与专业化发展，促进生产和交易效率的提高，进而促进经济增长。 郭松（2006）对1978-2003 年我国城市化率与经济增长水平的数据进行了单位根检验和协整检验分析，结果表明：两者之间存在协整关系， 即一种长期稳定的均衡关系。 刘耀彬（2006）按不同时期阶段进行划分，对各个时期城市化与经济增长之间分别进行协整检验和建立在ECM 模型上的Granger 因果检验，经过长期相关性检验得出我国当前城市化与经济增长相互促进的结论， 提出注重多元素综合是协调两者关系的有效途径。 李树坤（2008）利用因子分析法，计算出复合城市化率指标并与人均GDP 指标进行分析，认为城市化与经济增长具有长期均衡关系， 但二者作用不对等， 甚至城市化的演进对经济增长具有一定的消极影响， 其作用劣于后者对前者的积极作用。 李金昌和程开明（2006）也认为，地区增长对城市化影响强烈，而城市化效应对增长的作用却很微小。 通过对1987-2008 年间省际面板数据分析，施建刚和王哲（2011）提出城市化与经济增长之间只存在短期作用，从长期看二者显著负相关。 张明斗（2013）利用GMM 三阶段最小二乘法，从内生性角度分析地区经济增长与城市化的关系，研究表明城市化水平和地区经济增长之间呈倒U 型关系，地区经济增长对城市化水平呈现正向线性关系。

二、数据来源及说明

考虑数据的可得性和研究的需要， 本文选取广东省城市化水平（URB）和全省人均国内生产总值（AGDP）这两个指标来阐述广东省城市化与经济增长之间的关系，城市化率（urbanization rate）以城镇人口占人口总数的比重表示。 本文所采用的数据源于历年《广东省统计年鉴》、广东省统计公报和《新中国60 年统计年鉴资料汇编》。 为了消除异方差在时间序列中的影响，使数据趋向线性，分别对城市化率URB 和广东省人均国内产总值AGDP 进行对数变换， 用LnURB 和LnAGDP 分别表示城市化水平和经济增长。

为了消除异方差性， 将广东省1978-2012 年城市化率URB 和实际地区人均生产总值AGDP分别取自然对数， 对比lnURB 和lnAGDP 两条趋势线可知， 城市化率的走势与实际地区人均生产总值的走势都呈上升趋势。 由于在2000 年左右实行新的户籍管制制度， 依照当时的户籍人口计算出来广东省城市化率较往年的低。 此后，广东省城市化率一直保持平稳上升状态。

三、实证分析

1.平稳性检验。 lnURB 和lnAGDP 两条趋势线整体上升，但很明显是非平稳序列，可能产生“伪回归”问题，故不能直接使用，因此要先取差分后再进行单位根检验，即ADF 检验，检验结果见表1。

表1 ADF 检验结果

检验结果表明， 在5%显著性水平下，lnURB、lnAGDP 是非平稳序列， 一阶差分序列ΔlnURB、ΔlnAGDP 是平稳时间序列。 因此，原序列lnURB、lnAGDP 是一阶单整的，满足协整的条件。

2.协整检验。 常用的协整性检验主要有EG 两步法和Johansen 协整检验。 本文主要研究城市化水平和经济增长两者之间的关系，故采用“EG 两步法”进行协整检验。

首先，采用OLS 方法建立协整回归：

回归结果为：

其次, 采用单位根检验对方程（1）的残差进行检验。 5%显著性水平下的t 检验统计量值为-1.958003，小于其对应临界水平，所以应拒绝原假设，由此可知残差序列无单位根，是一个平稳的序列，说明二者之间存在协整关系。 从长期看，广东省改革开放后的城市化水平与地区经济增长具有某种程度的协调性和一致性， 即不存在前者超越后者或后者慢于前者的严重现象。

3.误差修正模型（EMC）。 经过协整分析得出lnURBt、lnAGDPt 之间存在长期动态均衡关系，并在不断调整的短期动态过程中得以维持。 为了反映短期调节作用和动态关系， 误差修正机制存在于相互协整的任何一组时间序列变量之中， 即建立误差修正模型，其结构如下：

得到误差修正模型的估计结果为：

上述估计结果表明， 长期均衡水平会影响城市化率和实际人均GDP 的短期波动， 即误差修正效果显著。 广东省的城市化程度既取决于人均实际GDP 变动， 又取决于上一期城市化率对均衡水平的偏离程度。 这里，偏差修正主要体现在误差项估计系数- 0.20539， 上期偏离程度与本期修正的量呈正相关关系， 上期偏差大则本期修正的量也大，即误差修正机制存在。

4.Granger 因果检验。 协整检验有助于判断时间序列的长期均衡关系， 但并不表明它们存在必然的因果关系。 为了深入分析广东省城市化率和人均GDP 的关系， 故采用Granger 因果方法进行检验。 由于滞后长度的选择很容易影响到Granger因果检验的结果，因此在进行Granger 因果检验时先对滞后期进行检验， 保证因果关系检验的随机误差不存在序列相关性。 为了确定合适的滞后长度，选择尽可能大的滞后阶数，检验结果见表2。

表2 LNURB 与LNAGDP 的Granger 因果检验

表2 的检验结果表明：一方面，在滞后长度1至8 期内，lnAGDP 不是lnURB 的Granger 原因的概率都比较小，基本上概率不超过7%，可以推断出广东省的经济增长对城市化的发展具有一定的促进作用。 特别是在滞后长度为5 和6 时，人均生产总值（lnAGDP）不是城市化率（lnURB）Granger 原因的概率分别为1.33%和2.26%，这就说明在地区经济增长滞后5、6 年时对广东省的城市化水平提升作用最大。 另一方面，在滞后长度为8 时，得到lnURB 不是lnAGDP 的格兰杰原因的概率相对来说比较高，滞后长度为1 和2 时，广东省城市化对经济增长具有一定的推动作用，但从长期来看，广东城市化对经济增长的效应并不显著。 显然，这一结论与一般观点认为的城市因其具有集聚效应、扩散效应而能助推经济增长的结论是矛盾的。 也就是说，从Granger 因果关系分析看，广东省城市化水平提高在很大程度上受益于其经济增长的快速发展， 而地区经济增长却未能相应的从城市化进程中获得巨大推动力。

为什么广东省城市化没有促进其相应的经济增长呢？ 其主要原因可能在于：

（1）改革伊始，广东省工业化发展受政策影响表现出明显的“村镇指向性”，其城市化进程由小城镇的发展不断向前推进，各地小城镇从自身资源优势出发，开创了多模式并存的发展局面。 当前广东省城市化的发展受过去“小而全”城镇建设指向的影响，分布过于稠密且规模普遍较小，甚至难以达到基础设施和公共服务设施建设的基本标准，分散了城市化发展力量，因而对经济的推动力不强。

（2）从广东省行政区划来看，城市化水平从高到低依次为“珠三角-东翼-西翼-山区”，珠三角地区城市化水平在85%以上，遥遥领先；东翼落后于珠三角约10 个百分点； 西翼与山区五市相接近，刚刚越过35%的临界点进入加速发展阶段， 但均低于全省城市化水平。 从总体上来看，全省各地区的城市化发展程度存在明显差异， 故而各地对经济发展的促进力量也有影响， 导致总体城市化对经济增长的促进作用不大。

（3）广东省当前的城市化发展对地区经济增长的潜能并未被充分挖掘。 一方面，本文所指的城市化率是以城镇人口规模来衡量的。 广东省是劳务输入大省，有大量的外来人口，由于实行严格的城市居民户籍管理制度， 大量的外来人口难以转变为当地城镇常住人口， 在一定程度上抑制了城市化的正常增长， 使得城市发展和非农人口增加滞后于工业化发展阶段， 对经济作用不强。 另一方面，广东省城市化的发展仍不够深入，并未触动城市发展的内在， 城市功能区优势和新的城市经济增长机制有待进一步挖掘。

5.脉冲响应分析。 首先检查VAR 模型的稳定性。 通过图形观察特征根倒数都落在单位圆内，VAR 模型是稳定的，可以开展脉冲响应分析。 图1是基于VAR 模型的脉冲响应函数曲线，横轴代表响应函数的追踪时期数， 此处将脉冲响应函数的追踪时期数拟定10 年，纵轴代表人均GDP 或城市化率，图中实曲线表示脉冲的响应函数。 图1(A)是广东人均GDP 对其自身信息冲击的脉冲响应图。本期受到自身一个标准差的冲击后， 人均GDP 在第1 至4 期内呈现逐步缓慢上升的态势，并在第4期达到最高峰，此后人均GDP 呈现水平状态。 图1(B) 是广东人均GDP 对当地城市化信息冲击的脉冲响应图。 图形大致保持平稳趋势，说明城市化水平的轻微波动对广东省区域经济增长并没有造成实质性的影响。 图1 (C) 是广东城市化对其人均GDP 信息冲击的脉冲响应图。 图形表明，当期受到人均GDP 一个标准差冲击后，lnURB 随即呈现先降后缓慢上扬的趋势， 这表明冲击的影响随时间变化而不同，开始时是先衰减的，随着时期的延长而呈现慢慢增强的趋势。 图1(D)是广东城市化对其城市化自身信息冲击的脉冲响应图。 当期受本身一个标准差冲击后会迅速做出反应， 随之逐期递减， 直到6 期后达到城市化的一个新的均衡水平，并表现出稳定状态。 这说明广东省城市化在对自身信息冲击的变化比较敏感， 同时随着冲击的影响力逐渐衰弱， 其自身的自我强化趋势却明显不够。

图1 脉冲响应图

6.方差分解分析。我们利用方差分解观察不同结构冲击的贡献度 （见表3）。 在第1 期人均GDP的波动变化源于其自身的波动， 在第2 期才显现出来城市化率对人均GDP 的波动冲击， 在第4 期之后城市化率对人均GDP 冲击的贡献程度逐渐增大，但这种冲击程度的作用微乎其微，几乎是可以忽略不计的。与人均GDP 自身波动相比，城市化率对人均GDP 的影响非常小。 另外， 城市化率（lnURB）从第1 期开始就受到人均GDP 和自身波动的影响， 而人均GDP 波动在第1 期的影响约为5.37%， 其在第2 期的影响开始下降并且直到第6期为止大致都稳定维持在3.3%到3.4%之间，然后在第7 期后又开始上升。 这与上述脉冲响应分析结果一致。

四、结论与政策含义

城市化与地区经济增长具有一定的协调性。经济增长是主导性的， 而城市化率是一种伴生现象。 实证表明， 广东省人均GDP 是其城市化率的Granger 原因， 即地区经济增长能够有效带动广东城市化水平的提高； 但并不能认为城市化率是人均GDP 的Granger 原因， 即城市化水平的提升对广东经济增长推动力并不明显。 因此，从广东省的实证分析来看，地区经济增长促进城市化发展，而城市化水平也随城市经济的增长与发展不断提高。 那种单纯追求过高的城市化率并单纯以城市化进程助推经济增长， 过分夸大城市化的影响是不客观、不科学的。

综合上述结论， 为了保持广东城市化与地区经济增长的共同发展，公共政策应注意以下几点：

1.以经济建设推动城市化发展。政府要充分发挥广东省的区位优势，着力发展本地化经济，促进城市化进程。 城市化的推进必须以经济发展为基础，协调城市各区域之间的增长差异，通过产业转移、结构调整等带动落后地区的经济增长，进而在地区经济均衡增长的同时更好地助推广东省的全面城市化。

2.遵循城市化自身规律。 在城市化进程中，政府应扮好“守夜人”角色，不能因刻意追求城市化率的提高而过度干预。 事实上，城市化水平的提高是经济增长的一种伴生现象。 政府应遵循城市化发展的自身规律，加强引导和示范，使城市化的推进更加科学、规范，并随着经济的快速增长，全面提升城市化质量。

表3 方差分解结果

3.健全城乡社会保障体系。对于开放型经济主导的广东省而言， 外来人口和农村转移劳动力众多，他们不仅对地区经济增长做出巨大贡献，而且在一定程度上提高了城市化率。 在新型城镇化进程中，政府应建立“以人为本”的城市化理念，统筹城乡关系，从户籍制度、医疗保险和子女义务教育等诸多方面，逐步完善社会保障体系，使其共同分享城市化的成果。

[1] Northam, R.M. Urban Geography [M]. New York： John Wiley & Sons，1975.

[2] Henderson, J.V. Urbanization and Economic Development [ J].Annals of Economics and Finance，2003，（4）.

[3] Duranton, G. Urbanization, Urban Structure and Growth[ J]. Cambridge： Cambridge University Press，2004.

[4] Verner, D. Poverty in Rural and Semi-urban Mexico during 1992-2002 [ R ]. World Bank Policy Research Working Paper, Series 3576，2005.

[5] 李金昌，程开明.中国城市化与经济增长的动态计量分析[ J].财经研究，2006，（9）.

[6] 李树坤.我国城市化与经济增长的计量分析[ J].统计与决策，2008，（16）.

[7] 梁欣然.安徽省城市化与经济增长的相互关系分析[ J].江淮论坛，2007，（6）.

[8] 施建刚，王哲.中国城市化与经济增长关系实证分析[ J].城市问题，2011，（9）.

[9] 杨小凯，张永生.新兴古典经济学和超边际分析[M].北京：中国人民大学出版社，2000.

[10] 张明斗.城市化水平与经济增长的内生性研究[ J].宏观经济研究，2013，（10）.

[11] 张志勇，李连庆.城市化水平与经济增长互动效应的动态分析[ J].山东财政学院学报，2012，（9）.

[12] 朱孔来，李静静，乐菲菲.中国城市化进程与经济增长关系的实证研究[ J].统计研究，2011，（9）.