李 妍，薛 儉

(1.中國(guó)礦業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，江蘇 徐州 221116；2.復(fù)旦大學(xué)管理學(xué)院，上海 200433)

1 問題的提出

中國(guó)城鎮(zhèn)化在全球城鎮(zhèn)化浪潮中備受注目，大規(guī)模的流動(dòng)人口經(jīng)由中國(guó)沿海的制造業(yè)加入全球產(chǎn)業(yè)鏈和全球貿(mào)易，對(duì)全球經(jīng)濟(jì)格局產(chǎn)的生影響不容忽視。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起結(jié)構(gòu)效率、規(guī)模效率和城鎮(zhèn)化水平的提高，城鎮(zhèn)化反過來對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也有顯著的促進(jìn)作用。城鎮(zhèn)化是中國(guó)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的一個(gè)主線索，但是城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互影響程度究竟有多大？這個(gè)問題是目前討論的焦點(diǎn)，關(guān)系到中國(guó)城鎮(zhèn)化的未來發(fā)展。然而二者的關(guān)系不僅僅在于政府如何規(guī)劃、如何推動(dòng)，更與市場(chǎng)力量緊密聯(lián)系。本文在借鑒已有研究成果基礎(chǔ)上，選取了城鎮(zhèn)化水平和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值兩個(gè)變量，利用Eveiws軟件中Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析、方差預(yù)測(cè)分析對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

2 城鎮(zhèn)化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)選取及處理

（1）樣本區(qū)間

我國(guó)的城鎮(zhèn)化過程大致分為改革前和改革后兩個(gè)階段。我國(guó)改革開放前1949～1978年期間，中國(guó)城鎮(zhèn)化水平呈現(xiàn)出反復(fù)、曲折的特征，并且為了追求均衡，城鎮(zhèn)化布局出現(xiàn)不斷西移的現(xiàn)象。雖然總體水平上升，但是城鎮(zhèn)人口的自然增長(zhǎng)是主要的人口增長(zhǎng)方式。而且這一階段的城鎮(zhèn)化進(jìn)程基本上總是與政府意向及政治運(yùn)動(dòng)聯(lián)系。1978年后，城鎮(zhèn)化過程出現(xiàn)平緩上升態(tài)勢(shì)，尤其是1996年以后，進(jìn)入高速發(fā)展階段，城鎮(zhèn)化受到了市場(chǎng)機(jī)制與政府政策力量雙重驅(qū)動(dòng)，市場(chǎng)機(jī)制影響力明顯增強(qiáng)。因此，本文選取1978～2012年間城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的數(shù)據(jù)作為下面計(jì)量模型分析的樣本。

（2）城鎮(zhèn)化率

城鎮(zhèn)化水平是國(guó)際上衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)城鎮(zhèn)化程度的重要指標(biāo)。目前，城鎮(zhèn)化的測(cè)算方法主要有三大類：主要指標(biāo)法、綜合指標(biāo)法和其他指標(biāo)法。常見的測(cè)算方法有人口比重法、城鎮(zhèn)土地利用比重法、農(nóng)村城鎮(zhèn)化指標(biāo)體系和現(xiàn)代城鎮(zhèn)化指標(biāo)體系等。鑒于已有的研究成果，考慮到全國(guó)及各省數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)口徑一致性，本文采用城鎮(zhèn)化率測(cè)算最普遍的方法：人口比重法，即用居住在城鎮(zhèn)的人口占總?cè)丝诘谋壤齺肀硎?記為UR。

（3）人均GDP

反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)有國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、人均GDP、人均收入等，現(xiàn)有研究成果中大部分采用GDP總量作為衡量全國(guó)或地區(qū)增長(zhǎng)的指標(biāo)，但是人均GDP剔除了人口因素的影響，相比GDP總量而言，人均GDP更為準(zhǔn)確地反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平。因此，本文選取人均GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)變量，記為AG。

由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)中可能存在異方差現(xiàn)象，下面在計(jì)量分析過程中，分別對(duì)以上UR和AG兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)變，記為lnUR和lnAG。

2.2 單位根檢驗(yàn)

用ADF檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)lnUR、lnAG兩變量的平穩(wěn)性，避免偽回歸的現(xiàn)象。由表1可知，在1%、5%和10%的顯著水平上，lnUR和lnAG的ADF統(tǒng)計(jì)值都大于臨界值，表明兩序列是非平穩(wěn)的。然而，兩變量一階差分dlnUR和dlnAG，在1%、5%和10%的顯著水平上，其ADF統(tǒng)計(jì)值均小于臨界值，是平穩(wěn)的序列。因此，lnUR和lnAG都是1階單整。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)

2.3 變量自回歸滯后階數(shù)的判斷

僅憑借自相關(guān)、偏自相關(guān)函數(shù)值難以判斷自回歸的階數(shù)，對(duì)于變量lnUR和lnAG的滯后階數(shù)的確定，下面借助AIC與SIC信息準(zhǔn)則，將3階以內(nèi)的ARMA(p,q)模型經(jīng)過反復(fù)試算，其AIC與SIC的結(jié)果如表2、表3所示。

表2 變量lnAG自回歸滯后階數(shù)判斷

表3 變量lnUR自回歸滯后階數(shù)判斷

由表2和表3可知，我們選取ARMA（1,1）模型較為合適地描述了兩個(gè)變量的序列特征。雖然此時(shí)AIC和SIC值不是最小，但是依據(jù)大多數(shù)金融數(shù)據(jù)反復(fù)驗(yàn)證都能被GARCH（1，1）擬合，因此，我們?cè)谶@里選擇滯后階數(shù)為（1,1）。對(duì)于lnAG，系數(shù) α1+ β1=0.425098-0.493446小于1,說明滿足參數(shù)約束條件,模型具有可預(yù)測(cè)性，同時(shí)模型AIC=-2.721461和SC=-2.494718值都比較小,可以認(rèn)為該模型較好地?cái)M合了數(shù)據(jù)；同理，對(duì)于lnUR，GARCH（1，1）該模型也較好地?cái)M合了數(shù)據(jù)。

2.4 VAR模型估計(jì)

城鎮(zhèn)化率與人均GDP的關(guān)系可以用VAR模型來測(cè)量，即向量自回歸模型。該模型對(duì)于相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)和隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)測(cè)量效果較好。VAR模型的特點(diǎn)在于：它不以嚴(yán)格的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論為依據(jù)，確定好變量的滯后期，把關(guān)系變量引入到模型中即可反映出變量間的相互關(guān)系；VAR模型能預(yù)測(cè)長(zhǎng)期變動(dòng)趨勢(shì)，尤其是在樣本外近期預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性方面效果顯著。由于VAR模型要求每個(gè)變量必須是平穩(wěn)的，并且已驗(yàn)證lnUR和lnAG的一階差分是平穩(wěn)的，因此，建立VAR模型中要引入dlnUR和dlnAG。

根據(jù)上述AIC與SIC信息準(zhǔn)則，最優(yōu)滯后期為2，利用EVEIWS軟件中的最小二乘法估計(jì)該模型，得到以下方程式：

方程式估計(jì)的系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量值均是顯著的，并且擬合優(yōu)度分別是0.772002和0.438891，整體擬合度較好。可見，dlnUR受其自身滯后一階和dlnAG變量滯后一階影響較大，受兩變量滯后二階影響較弱；dlnAG受dlnUR變量滯后一階影響最大，同時(shí)受dlnUR滯后二階、dlnAG滯后二階也有較大關(guān)系。

2.5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

從前面估計(jì)的模型中，可以看到dlnUR和dlnAG在回歸關(guān)系中顯示出顯著相關(guān)，但是兩者是否具有因果關(guān)系并不能解釋，在回歸方程中解釋變量是被解釋變量的原因這是先驗(yàn)設(shè)定的。然而格蘭杰因果檢驗(yàn)方法能夠證明變量之間的依賴性，解釋原因變量的變化是否會(huì)引起結(jié)果變量的變化。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表4的檢驗(yàn)結(jié)果表明：城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)發(fā)展也是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因。說明兩者在一定程度上有著相互促進(jìn)的作用的。

對(duì)于城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用可以用外溢效應(yīng)來解釋，在有關(guān)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論提到，規(guī)模經(jīng)濟(jì)、知識(shí)外溢、集聚經(jīng)濟(jì)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉。城市擁有較完善的生產(chǎn)、金融、信息、技術(shù)服務(wù)、基礎(chǔ)設(shè)施等，這些優(yōu)良條件在人口集中過程中形成外溢效應(yīng)。首先，城鎮(zhèn)化水平的提高使得農(nóng)民轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)居民，剩余的農(nóng)民擁有的生產(chǎn)要素增加，這會(huì)顯著提高我國(guó)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，從而帶動(dòng)我國(guó)的潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度；其次，農(nóng)民進(jìn)城后，城鎮(zhèn)居民的增加會(huì)帶來基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)資金的投入，促使城鎮(zhèn)化過程中產(chǎn)生的巨大需求，有助于形成供給與需求良性互動(dòng)增長(zhǎng)；再次，城市信息產(chǎn)業(yè)和服務(wù)業(yè)的發(fā)展，勞動(dòng)力的非農(nóng)化程度提高，有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級(jí)，從而間接拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；還有，城鎮(zhèn)人口相比農(nóng)村人口素質(zhì)高、消費(fèi)水平高，帶動(dòng)消費(fèi)需求增加?？梢?，在城鎮(zhèn)化過程中，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力和農(nóng)業(yè)潛在失業(yè)者不斷向城市轉(zhuǎn)移，使得農(nóng)業(yè)和工業(yè)的生產(chǎn)產(chǎn)值得到提高，整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)收入也呈現(xiàn)出相當(dāng)?shù)脑鲩L(zhǎng)趨勢(shì)。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)引起城市的聚集和城鎮(zhèn)化水平的提高，是城鎮(zhèn)化發(fā)展的根本動(dòng)力。伴隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)也會(huì)發(fā)生調(diào)整，一是，農(nóng)業(yè)向工業(yè)和服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)變，二是農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)人口的遷移。人口和企業(yè)逐漸向城市聚集，使得交通更加便利、運(yùn)輸成本降低，另外，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促使需求變化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，企業(yè)聚集，城市規(guī)模擴(kuò)大和人口數(shù)量增加，大量的勞動(dòng)力從農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城市中就業(yè)，從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向工業(yè)和服務(wù)業(yè)，進(jìn)而城鎮(zhèn)化水平提高。但是，我們也要看到，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)拉動(dòng)城鎮(zhèn)化發(fā)展的效果不如城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用顯著，這主要是我國(guó)現(xiàn)階段城鎮(zhèn)化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)發(fā)展不是很協(xié)調(diào)，城鎮(zhèn)化水平滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，存在一些制約的因素，比如，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)資金不足、土地政策、戶籍制度、社保制度等不完善、相關(guān)體系不健全等等多方面影響。

2.6 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析方法可以用來描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)由誤差項(xiàng)所帶來的沖擊反映，即在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和將來值產(chǎn)生的影響程度。通過在EVIEWS軟件檢驗(yàn)VAR模型中方程特征根的倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則VAR模型是穩(wěn)定的，能做脈沖響應(yīng)分析。選擇VAR對(duì)象工具欄中的“View”/“Impulse Response”得到如圖1～4所示，圖中的實(shí)線為響應(yīng)函數(shù)的預(yù)測(cè)值，虛線則為響應(yīng)函數(shù)值加減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。

首先，我們來觀察人均GDP和城鎮(zhèn)化水平分別對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的響應(yīng)情況。如圖1所示，人均GDP對(duì)自身的影響整體呈現(xiàn)較強(qiáng)的正向響應(yīng)，前四年波動(dòng)較為明顯，但是在第四年后逐漸趨于穩(wěn)定、強(qiáng)度較弱的響應(yīng)，尤其是在第八年開始，強(qiáng)度基本趨于零。這說明當(dāng)前期的人均GDP與其本身滯后值有一定程度上的關(guān)聯(lián)，但是關(guān)聯(lián)度逐漸弱化，最終趨于穩(wěn)定。圖4所示，城鎮(zhèn)化水平對(duì)自身的影響基本上也呈現(xiàn)出較強(qiáng)的正向響應(yīng)，前兩年波動(dòng)較大，但在第三年逐漸恢復(fù)，直到第四年開始趨于良好的穩(wěn)定狀態(tài)。第八年開始強(qiáng)度逐漸趨于零。表明當(dāng)前期的城鎮(zhèn)化水平與本身滯后值有一定程度的關(guān)聯(lián)，特別是的前幾期表現(xiàn)的尤為強(qiáng)烈，隨后關(guān)聯(lián)強(qiáng)度逐漸弱化并趨于零。

其次，觀察人均GDP和城鎮(zhèn)化水平兩者互相響應(yīng)情況。如圖2所示，人均GDP對(duì)城鎮(zhèn)化水平擾動(dòng)響應(yīng)，在前四年處于波動(dòng)幅度較大的階段，甚至在第三年出現(xiàn)了最強(qiáng)的負(fù)響應(yīng)，直到第五年恢復(fù)并趨于零響應(yīng)，這顯示出我國(guó)人均GDP對(duì)城鎮(zhèn)化水平在長(zhǎng)期內(nèi)呈現(xiàn)出密切的相關(guān)性。短期，人均GDP對(duì)城鎮(zhèn)化的正向響應(yīng)不明顯，有幾期還出現(xiàn)了負(fù)響應(yīng)，但是，長(zhǎng)期來看，人均GDP對(duì)城鎮(zhèn)化的發(fā)展還是有一定的作用的。這種現(xiàn)象主要是因?yàn)槲覈?guó)城鎮(zhèn)化還存在如下問題：全國(guó)各地區(qū)城鎮(zhèn)化水平分布不均衡，部分地區(qū)城鎮(zhèn)化水平滯后于工業(yè)化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)較慢，制約著整個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量和效益的提高；城鎮(zhèn)體系結(jié)構(gòu)不合理，有的地區(qū)城鎮(zhèn)規(guī)模小，實(shí)力弱，區(qū)域經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的核心效應(yīng)、集聚效應(yīng)、集約經(jīng)濟(jì)等優(yōu)勢(shì)發(fā)揮不充分；城鎮(zhèn)綜合職能不健全，基礎(chǔ)實(shí)施建設(shè)步伐落后，出現(xiàn)供水供氣不足、排水不暢、交通擁擠、環(huán)境破壞嚴(yán)重等問題仍需完善。再如圖3所示，城鎮(zhèn)化水平對(duì)人均GDP的響應(yīng)情況。前五年處于一個(gè)微調(diào)的階段，波動(dòng)幅度較大，先是出現(xiàn)了城鎮(zhèn)化水平對(duì)人均GDP增長(zhǎng)的正向響應(yīng)，期初開始出現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)，并在第三年達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)，隨后開始恢復(fù)，負(fù)向響應(yīng)逐漸減弱，并在第五年趨于穩(wěn)定?？梢姡擎?zhèn)化水平與人均GDP之間存在著很大的關(guān)聯(lián)性。

圖1 人均GDP對(duì)自身新息的響應(yīng)路徑

圖2 人均GDP對(duì)城鎮(zhèn)化水平的響應(yīng)路徑

圖3 城鎮(zhèn)化水平對(duì)人均GDP新息的響應(yīng)路徑

圖4 城鎮(zhèn)化水平對(duì)自身新息的響應(yīng)路徑

2.7 方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析說明的是模型中一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，但不能描述每個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的程度。而方差分解的基本思想是把系統(tǒng)中全部?jī)?nèi)生變量的波動(dòng)按其成因分解為與各個(gè)方程新息相關(guān)聯(lián)的組成部分，從而得到新息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要程度。下面對(duì)VAR(2)模型進(jìn)行預(yù)測(cè)方差分解，SE為D(LNAG)和D(LNUR)的各期越策標(biāo)準(zhǔn)誤差，D(LNAG)和D(LNUR)列中的數(shù)據(jù)分別代表D(LNAG)和D(LNUR)列為因變量的方程新息對(duì)各期預(yù)測(cè)誤差的貢獻(xiàn)度。

通過人均GDP和城鎮(zhèn)化水平的方差分解表可知，人均GDP的波動(dòng)在第一期只受自身波動(dòng)的影響，在第二期城鎮(zhèn)化水平對(duì)人均GDP的沖擊開始顯現(xiàn)出來，沖擊效果非常微弱，僅僅0.62%左右，隨后逐漸增強(qiáng)并在第五期沖擊的影響趨于穩(wěn)定在4.6%左右。而對(duì)于城鎮(zhèn)化水平，在第一期就開始受到自身波動(dòng)和人均GDP沖擊影響，人均GDP對(duì)城鎮(zhèn)化水平的沖擊在前兩期影響較微弱，但在第三期影響明顯增強(qiáng)，隨后，在第四期開始整體穩(wěn)定在15.4%左右，尤其是在第五期開始穩(wěn)定性較為明顯。通過以上人均GDP和城鎮(zhèn)化水平的方差分解分析，可以得到樣本范圍外的因果關(guān)系，而且看到一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊給內(nèi)生變量帶來的影響程度，較為清晰地分析出人均GDP和城鎮(zhèn)化水平兩變量受各自影響與相互沖擊效果，并且得到的結(jié)果與脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的情況基本保持一致性。

3 結(jié)論

通過Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析以及方差分解分析城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，可以看到：

（1）城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)保持著高度的相關(guān)性，并且城鎮(zhèn)化拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)較強(qiáng)。這種關(guān)聯(lián)性主要是在全球化浪潮、市場(chǎng)化改革和貨幣化過程三方面共同驅(qū)動(dòng)了中國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，從而帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)。具體地說，城鎮(zhèn)化過程中，大量農(nóng)村人口涌入城鎮(zhèn)，要求更多的城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)；戶籍制度的松動(dòng)使得勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)向工商業(yè)流動(dòng)，結(jié)構(gòu)效率、規(guī)模效應(yīng)和分工效率三方面的提高，使得生產(chǎn)效率大大提升；中國(guó)制造業(yè)、出口貿(mào)易市場(chǎng)空間得到拓展，中國(guó)的工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)出現(xiàn)了協(xié)同效應(yīng)。

（2）城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者相互沖擊作用表現(xiàn)如下：在前幾期都存在微調(diào)階段，波動(dòng)幅度大，這主要是因?yàn)槲覈?guó)城鎮(zhèn)化過程中存在一些問題產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。一是，戶籍制度還存在一些問題。由于外來流動(dòng)人口沒有城市戶口，則無法享受與戶籍掛鉤的城市基本公共服務(wù)，如基本社會(huì)保險(xiǎn)、最低生活保障、子女義務(wù)教育、保障性住房等，這就迫使流動(dòng)人口需要增加儲(chǔ)蓄部分作為個(gè)人生活的保障手段，從而居民的儲(chǔ)蓄率上升，消費(fèi)率出現(xiàn)下降。二是，我國(guó)在城鎮(zhèn)化過程中，大量農(nóng)村人口流入城市，生產(chǎn)和就業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，全要素生產(chǎn)力會(huì)出現(xiàn)弱化，中國(guó)的全要素生產(chǎn)率在2009年時(shí)達(dá)到了最快的年均增長(zhǎng)速度，隨后便出現(xiàn)明顯下滑現(xiàn)象。三是，土地城鎮(zhèn)化速度快于人口城鎮(zhèn)化速度。中國(guó)土地傾向于工業(yè)、忽視了城市居住、交通、綠地占地。土地使用結(jié)構(gòu)扭曲使得資源配置不合理、公共福利水平低下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展出現(xiàn)低效率和高耗能趨勢(shì)。四是，規(guī)模效益和分工效率不足。中國(guó)城鎮(zhèn)化過程中很大程度上表現(xiàn)為城市數(shù)量增加，而非人口密度增加，創(chuàng)新和規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)在一定程度上受到阻礙。再加上城市規(guī)模小且具有分散特征，諸如銀行、咨詢等專業(yè)化程度較高的創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)、軟件開發(fā)和商業(yè)服務(wù)業(yè)未得到充分發(fā)展，潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用受到制約。

[1]McCoskey S,Kao C.A Residual-Based Test of the Null of Cointegration in Panel Data[J].Econometric Reviews,1998,(17).

[2]Henderson J V.The Effects of Urban Concentration on Economic Growth[J].NBER Working Paper,2000,(7503).

[3]夏永樣，余其剛.世界城市化進(jìn)程的一般規(guī)律和中國(guó)實(shí)踐[M].廈門：廈門大學(xué)出版社,2002.

[4]成德寧.城市化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展一理論、模式與政策[M].北京：科學(xué)出版社,2004.

[5]黃宇慧.我國(guó)城市化水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的計(jì)量分析[J].財(cái)經(jīng)問題研究,2006,(3).

[6]張憲平，劉靖宇.城鎮(zhèn)化發(fā)展與縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析[J].生產(chǎn)力研究，2008,(2).

[7]巴曙松，楊現(xiàn)領(lǐng).城鎮(zhèn)化大轉(zhuǎn)型的金融視角[M].廈門：廈門大學(xué)出版社,2013.