摘要：從1952—2012年，我國城市化經(jīng)歷了由低迷到蓬勃發(fā)展的歷程，同時GDP一直保持高速增長，本采用誤差修正模型對中國1952—2012年的城市化率與人均GDP進(jìn)行實證分析，探究二者的長期和短期關(guān)系。研究表明，不論是長期還是短期，城市化對經(jīng)濟(jì)增長都有巨大的拉動作用，而經(jīng)濟(jì)增長卻沒有顯著地帶動城市化進(jìn)程。在短期，城市化率每提高1%就會帶動經(jīng)濟(jì)增約0.73%；長期作用更是顯著，可以達(dá)到2.37%。而人均GDP增長在短期對城市化的拉動效應(yīng)僅為0.13%，長期為0.22%。就目前而言，城市化與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著相輔相成的關(guān)系，這主要與我國現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)。

關(guān)鍵詞：城市化 經(jīng)濟(jì)增長 誤差修正模型

一、引言

2001年諾貝爾經(jīng)濟(jì)獎得主斯蒂格列茨把“中國的城市化”與“美國的高科技”并列為影響21世紀(jì)人類發(fā)展進(jìn)程的兩大關(guān)鍵因素。城市化是人口、土地、產(chǎn)業(yè)、資源從鄉(xiāng)村向城市的集中，本質(zhì)上是滿足人口對城市工作和城市生活需要的過程（楊開忠，2001）[1]。中國大陸的城市化相當(dāng)緩慢，從1952—1978年僅由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%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過我國5.5%的增幅。1978年之后，在政策指導(dǎo)的背景下鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)迅速崛起。上世紀(jì)80年代，沿海地區(qū)出現(xiàn)了大量新興的小城鎮(zhèn)，隨后在90年代逐漸由沿海向內(nèi)地推進(jìn)。1978年以來，有大約超過1億的農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，促進(jìn)了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在整個改革期間的高速增長（王小魯，2002）[2]。截至2012年，我國城市化率達(dá)到52.6%，與1978年相比增長了34.7%，實現(xiàn)了巨大的飛躍。經(jīng)濟(jì)增長方面，我國在1952—1978年期間實施新的治理模式，經(jīng)濟(jì)增長明顯加速，GDP增長了3倍，其中GDP年均增長5.1%，人均增長2.9%，這兩項指標(biāo)分別高于和等于世界平均水平。1979—1988年間，工業(yè)產(chǎn)值平均增長12.8%，國民生產(chǎn)總值平均增長9.6%，1984—1998年，全社會固定資產(chǎn)投資增長1.45倍（周振華，1995）[3]，總之，1978年至今，中國經(jīng)歷了持續(xù)三十多年之久的，令世界矚目的高速經(jīng)濟(jì)發(fā)展。圖1是我國1952—2012年GDP、人均GDP和城市化率的折線圖。

二、獻(xiàn)綜述

Berry（1961）在肯定城市化與經(jīng)濟(jì)增長有很強(qiáng)相關(guān)性的同時，指出無論是經(jīng)濟(jì)水平還是城市化的程度都不會對城市規(guī)模形成影響[4]。Moomaw和Shatter（1996）分析了非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)，認(rèn)為國家的城市化受人均GDP和出口占人均GDP的比重影響，并顯示正相關(guān)關(guān)系[5]。 Eatona和Eckstein（1997）針對法國與日本的經(jīng)驗數(shù)據(jù)得出結(jié)論，城市人口的增長意味著城市全要素生產(chǎn)率的提高[6]。王小魯（2002）運用理論分析，指出我國城市化水平相對落后，城市化質(zhì)量并不高[2]。張景華（2007）發(fā)現(xiàn)1978—2004年，我國城市化水平每提高1個百分點， 城市經(jīng)濟(jì)增長率提高近5個百分點[7]。趙玥和徐盈之（2008）利用面板數(shù)據(jù)模型，對1978—2006年的數(shù)據(jù)研究分析，發(fā)現(xiàn)城市化長期可決定經(jīng)濟(jì)增長，但經(jīng)濟(jì)增長卻不能決定人口城市化水平[8]。

雖然眾多學(xué)者對這兩項指標(biāo)的相關(guān)性做了實證分析，然而大部分研究區(qū)間都局限在所選取數(shù)據(jù)時間跨度較短的問題，很難得出普遍一致的結(jié)論，因此，與原有研究相比，本創(chuàng)新之處在于選取1952—2012年的全部數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，探索我國的城市化率與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值在長達(dá)61年的時間跨度里，從整體上體現(xiàn)出的是促進(jìn)還是制約，是單向相關(guān)還是雙向相關(guān)，這種相關(guān)性系數(shù)又有多大；其次，本在研究城市化與經(jīng)濟(jì)增長長期關(guān)系的同時，也考察了兩者在1952—2012年這一時段的短期關(guān)系，從長期關(guān)系中研究兩項指標(biāo)在發(fā)展過程中的相互影響，揭示其中的規(guī)律性；從短期關(guān)系中考察兩項指標(biāo)對彼此波動的敏感程度，當(dāng)一個變量發(fā)生變化時，另一個指標(biāo)的變化會有多大，這種變化的時滯性又有多大。長短期數(shù)據(jù)相結(jié)合，從多方面揭示兩項指標(biāo)的聯(lián)系。

三、研究方法

（一）二元經(jīng)濟(jì)理論

諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎獲得者——美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家威廉·阿瑟·劉易斯（1954）在他著名的論《勞動無限供給下的經(jīng)濟(jì)發(fā)展》中提出“二元經(jīng)濟(jì)模型（Dual Sector model）”，該模型中有關(guān)人口與經(jīng)濟(jì)增長的部分成為分析當(dāng)前城市化問題的理論支撐[9]。在“二元經(jīng)濟(jì)模型”探討人口與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系時，隱含這樣一條主線：人口就是通過決定資本積累的程度進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度。在社會生產(chǎn)中，“資本主義部門”代表城市中的二、三產(chǎn)業(yè)，“維持生計部門”代表鄉(xiāng)鎮(zhèn)中的農(nóng)業(yè)。在資本主義部門，資本家將他們的“剩余”以工資的形式支付給工人，創(chuàng)造更多的固定資本，新的固定資本為接下來更多的人在資本主義部門就業(yè)提供了條件，這就吸引勞動者從維持生計部門轉(zhuǎn)移到資本積累部門，也就是從鄉(xiāng)鎮(zhèn)的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移到城市的二、三產(chǎn)業(yè)。這一過程將一直持續(xù)，直到維持生計部門的剩余勞動力消失為止。實際上，這個模型說明，當(dāng)資本主義部門用不變的固定工資可以得到無限勞動力，而利潤全部用來再生產(chǎn)，資本就會不斷積累，國民收入不斷增加，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實質(zhì)就是傳統(tǒng)部門的犧牲換來現(xiàn)代部門的擴(kuò)張。

（二）研究方法

本建立誤差修正模型遵從E—G兩步法，第一步，用普通最小二乘法進(jìn)行協(xié)整回歸，檢驗變量間的長期均衡關(guān)系，估計長期均衡關(guān)系的參數(shù)；第二步，當(dāng)存在協(xié)整關(guān)系，則以第一步求到的殘差作為非均衡誤差項加入到誤差修正模型中，并用OLS法估計相應(yīng)參數(shù)。

四、實證分析

（一）數(shù)據(jù)選擇與來源

本選取了城鎮(zhèn)人口數(shù)與總?cè)丝诘谋戎刈鳛楹饬砍鞘谢闹笜?biāo)。另外，相較于GDP，人均GDP更能體現(xiàn)人民的生活水平，更貼近“民生”問題里所涉及的“居民幸福指數(shù)”，因此，本選取人均GDP和城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝谒愠龅某擎?zhèn)率作為分析指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

（二）誤差修正模型

通過平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗可知數(shù)據(jù)符合建立誤差修正模型。以城市化率（Y）為因變量，以經(jīng)濟(jì)增長（X）、X的差分（X（-1））、Y的差分（Y（-1））、滯后一期的誤差修正項（e（-1））為自變量建立模型：

△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關(guān)于X的短期彈性■=0.127

得出結(jié)論，經(jīng)濟(jì)水平在短期對城市化率的影響不大，也就是說城市化率對經(jīng)濟(jì)增長的波動不敏感，人均GDP提高1%，只會引起城市化率增長0.13%，這與傳統(tǒng)的觀點“經(jīng)濟(jì)增長對城市化率有顯著的正相關(guān)關(guān)系”不同，出現(xiàn)這種現(xiàn)象與我國特殊的政策制度密不可分，例如戶籍制度、土地制度、社會保障制度等等，其中，原有的戶籍制度極大地限制了鄉(xiāng)鎮(zhèn)居民遷往城市，不配套的社會保障體系和教育、醫(yī)療體系也沒有為我國的城市化進(jìn)程做好鋪墊。雖然政府宣布將采取措施進(jìn)行改革，但從目前來看，如果想要在短期內(nèi)提高城市化水平，還是不能完全依靠刺激經(jīng)濟(jì)的方式。

再對X、Y及其滯后項做出回歸式：

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

得出Y關(guān)于X的長期彈性β=0.224

得出結(jié)論，在長期人均GDP對城市化率的拉動效應(yīng)有所提高，人均GDP增長1%，拉動城市化率提高0.22%，這是由于積累效應(yīng)將經(jīng)濟(jì)增長的短期效用不斷集聚，但是影響依舊不大，這是因為受到現(xiàn)階段我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的限制，目前我國經(jīng)濟(jì)仍處于發(fā)展期，在全球經(jīng)濟(jì)還在處于經(jīng)濟(jì)危機(jī)復(fù)蘇階段的背景下，我國經(jīng)濟(jì)不足以有效帶動城市化進(jìn)程。

同理，以經(jīng)濟(jì)增長（X）為因變量，以城市化率（Y）、X的差分（X（-1））、Y的差分（Y（-1））、滯后一期的誤差修正項（e（-1））為自變量建立模型：

△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關(guān)于Y的短期彈性α=0.732

這表明在短期即使是城市化的微小變化都會對經(jīng)濟(jì)有很顯著的正效應(yīng)，城市化提高1%就會帶動經(jīng)濟(jì)增長0.73%，人均GDP對城市化率的變動很敏感，反應(yīng)迅速，時滯性較短。這是因為人口本身就是經(jīng)濟(jì)增長模型中的一個重要變量，是生產(chǎn)環(huán)節(jié)的投入要素之一，此外，人口聚集引發(fā)更細(xì)化的分工，人口聚集也意味著資金、技術(shù)、人才多種資源的聚集，高密度的勞動力和企業(yè)分布也有助于知識技術(shù)的正外部性得到發(fā)揮，總之，由人口聚集引發(fā)的一系列生產(chǎn)領(lǐng)域的變化都有助于提高生產(chǎn)效率和更優(yōu)化的資源配置。

再對X、Y及其滯后項做出回歸式：

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

得出X關(guān)于Y的長期彈性β=2.368

得出結(jié)論：城市化對經(jīng)濟(jì)增長在長期有極為顯著的正向影響，城市化率提高1%，人均GDP增長2.37%，翻了一倍之多，可見我國的城市化發(fā)展?fàn)顩r對經(jīng)濟(jì)有至關(guān)重要的作用，搞好城市化進(jìn)程是我國發(fā)展經(jīng)濟(jì)一項重要環(huán)節(jié)。

五、結(jié)論與討論

通過實證分析發(fā)現(xiàn)，從1952—2012年我國人均GDP對城市化水平的影響在短期和長期都不顯著，城市化指標(biāo)對GDP的波動不敏感，GDP變動不會立刻引發(fā)城市化率的變動，而且兩個變量也不具有很強(qiáng)的相關(guān)性。在短期，人均GDP提高1%，城市化率增長僅為0.13%；在長期效應(yīng)略有提高，人均GDP提高1%，城市化率增長0.22%。這是因為短期的影響通過累積效應(yīng)得到加強(qiáng)，但仍然遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于0.50%。1952—2012年的數(shù)據(jù)研究也顯示，城市化進(jìn)程對GDP增長有極其顯著的正向作用。在短期，城市化率每提高1%就會帶動經(jīng)濟(jì)增0.73%左右；在長期，作用更是顯著，城市化率提高1%會拉動經(jīng)濟(jì)提高2.37%，城市化引發(fā)的GDP增長比其自身的增長都要翻一倍之多。這是因為人口本身就是經(jīng)濟(jì)增長模型中的一個重要變量，是生產(chǎn)環(huán)節(jié)的投入要素之一，另外，由人口聚集帶來的其他一系列變化也波及到社會、經(jīng)濟(jì)等多領(lǐng)域?？傊诟呙芏鹊膭趧恿推髽I(yè)分布下，生產(chǎn)效率不斷提高，資源得到優(yōu)化配置。

就目前而言，我國城市化與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著相輔相成的關(guān)系。如何加快我國的制度政策改革，解決我國城市化不足的問題；如何創(chuàng)造扎實穩(wěn)健的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，使經(jīng)濟(jì)增長有效地帶動城市化發(fā)展；如何充分發(fā)揮城市化的顯著正向作用，在全球經(jīng)濟(jì)低迷的條件下進(jìn)一步拉動我國經(jīng)濟(jì)，是目前應(yīng)對我國經(jīng)濟(jì)增長與城市化問題的關(guān)鍵。

參考獻(xiàn)：

[1]楊開忠.中國城市化驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制與概念模型[J].城市問題，2001（3）：4—7

[2]王小魯.城市化與經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)社會體制比較，2002（1）：23—32

[3]周振華.增長軸心轉(zhuǎn)移：中國進(jìn)入城市化推動型經(jīng)濟(jì)增長階段[J].經(jīng)濟(jì)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]張景華.城市化驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制與實證分析[J].財經(jīng)科學(xué)，2007 （5）：47—54

[8]趙玥，徐盈之. 我國人口城市化水平與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分析——基于面板數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 華東經(jīng)濟(jì)管理，2008，22（10）：44—47

[9]威廉·阿瑟·劉易斯著，施煒，謝兵，蘇玉宏譯.二元經(jīng)濟(jì)論[M].北京經(jīng)濟(jì)學(xué)院出版社，1989

（李小瞳兒，1992年生，內(nèi)蒙古呼和浩特人，中國海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院。研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展）

（二）誤差修正模型

通過平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗可知數(shù)據(jù)符合建立誤差修正模型。以城市化率（Y）為因變量，以經(jīng)濟(jì)增長（X）、X的差分（X（-1））、Y的差分（Y（-1））、滯后一期的誤差修正項（e（-1））為自變量建立模型：

△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關(guān)于X的短期彈性■=0.127

得出結(jié)論，經(jīng)濟(jì)水平在短期對城市化率的影響不大，也就是說城市化率對經(jīng)濟(jì)增長的波動不敏感，人均GDP提高1%，只會引起城市化率增長0.13%，這與傳統(tǒng)的觀點“經(jīng)濟(jì)增長對城市化率有顯著的正相關(guān)關(guān)系”不同，出現(xiàn)這種現(xiàn)象與我國特殊的政策制度密不可分，例如戶籍制度、土地制度、社會保障制度等等，其中，原有的戶籍制度極大地限制了鄉(xiāng)鎮(zhèn)居民遷往城市，不配套的社會保障體系和教育、醫(yī)療體系也沒有為我國的城市化進(jìn)程做好鋪墊。雖然政府宣布將采取措施進(jìn)行改革，但從目前來看，如果想要在短期內(nèi)提高城市化水平，還是不能完全依靠刺激經(jīng)濟(jì)的方式。

再對X、Y及其滯后項做出回歸式：

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

得出Y關(guān)于X的長期彈性β=0.224

得出結(jié)論，在長期人均GDP對城市化率的拉動效應(yīng)有所提高，人均GDP增長1%，拉動城市化率提高0.22%，這是由于積累效應(yīng)將經(jīng)濟(jì)增長的短期效用不斷集聚，但是影響依舊不大，這是因為受到現(xiàn)階段我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的限制，目前我國經(jīng)濟(jì)仍處于發(fā)展期，在全球經(jīng)濟(jì)還在處于經(jīng)濟(jì)危機(jī)復(fù)蘇階段的背景下，我國經(jīng)濟(jì)不足以有效帶動城市化進(jìn)程。

同理，以經(jīng)濟(jì)增長（X）為因變量，以城市化率（Y）、X的差分（X（-1））、Y的差分（Y（-1））、滯后一期的誤差修正項（e（-1））為自變量建立模型：

△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關(guān)于Y的短期彈性α=0.732

這表明在短期即使是城市化的微小變化都會對經(jīng)濟(jì)有很顯著的正效應(yīng)，城市化提高1%就會帶動經(jīng)濟(jì)增長0.73%，人均GDP對城市化率的變動很敏感，反應(yīng)迅速，時滯性較短。這是因為人口本身就是經(jīng)濟(jì)增長模型中的一個重要變量，是生產(chǎn)環(huán)節(jié)的投入要素之一，此外，人口聚集引發(fā)更細(xì)化的分工，人口聚集也意味著資金、技術(shù)、人才多種資源的聚集，高密度的勞動力和企業(yè)分布也有助于知識技術(shù)的正外部性得到發(fā)揮，總之，由人口聚集引發(fā)的一系列生產(chǎn)領(lǐng)域的變化都有助于提高生產(chǎn)效率和更優(yōu)化的資源配置。

再對X、Y及其滯后項做出回歸式：

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

得出X關(guān)于Y的長期彈性β=2.368

得出結(jié)論：城市化對經(jīng)濟(jì)增長在長期有極為顯著的正向影響，城市化率提高1%，人均GDP增長2.37%，翻了一倍之多，可見我國的城市化發(fā)展?fàn)顩r對經(jīng)濟(jì)有至關(guān)重要的作用，搞好城市化進(jìn)程是我國發(fā)展經(jīng)濟(jì)一項重要環(huán)節(jié)。

五、結(jié)論與討論

通過實證分析發(fā)現(xiàn)，從1952—2012年我國人均GDP對城市化水平的影響在短期和長期都不顯著，城市化指標(biāo)對GDP的波動不敏感，GDP變動不會立刻引發(fā)城市化率的變動，而且兩個變量也不具有很強(qiáng)的相關(guān)性。在短期，人均GDP提高1%，城市化率增長僅為0.13%；在長期效應(yīng)略有提高，人均GDP提高1%，城市化率增長0.22%。這是因為短期的影響通過累積效應(yīng)得到加強(qiáng)，但仍然遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于0.50%。1952—2012年的數(shù)據(jù)研究也顯示，城市化進(jìn)程對GDP增長有極其顯著的正向作用。在短期，城市化率每提高1%就會帶動經(jīng)濟(jì)增0.73%左右；在長期，作用更是顯著，城市化率提高1%會拉動經(jīng)濟(jì)提高2.37%，城市化引發(fā)的GDP增長比其自身的增長都要翻一倍之多。這是因為人口本身就是經(jīng)濟(jì)增長模型中的一個重要變量，是生產(chǎn)環(huán)節(jié)的投入要素之一，另外，由人口聚集帶來的其他一系列變化也波及到社會、經(jīng)濟(jì)等多領(lǐng)域?？傊诟呙芏鹊膭趧恿推髽I(yè)分布下，生產(chǎn)效率不斷提高，資源得到優(yōu)化配置。

就目前而言，我國城市化與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著相輔相成的關(guān)系。如何加快我國的制度政策改革，解決我國城市化不足的問題；如何創(chuàng)造扎實穩(wěn)健的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，使經(jīng)濟(jì)增長有效地帶動城市化發(fā)展；如何充分發(fā)揮城市化的顯著正向作用，在全球經(jīng)濟(jì)低迷的條件下進(jìn)一步拉動我國經(jīng)濟(jì)，是目前應(yīng)對我國經(jīng)濟(jì)增長與城市化問題的關(guān)鍵。

參考獻(xiàn)：

[1]楊開忠.中國城市化驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制與概念模型[J].城市問題，2001（3）：4—7

[2]王小魯.城市化與經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)社會體制比較，2002（1）：23—32

[3]周振華.增長軸心轉(zhuǎn)移：中國進(jìn)入城市化推動型經(jīng)濟(jì)增長階段[J].經(jīng)濟(jì)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]張景華.城市化驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制與實證分析[J].財經(jīng)科學(xué)，2007 （5）：47—54

[8]趙玥，徐盈之. 我國人口城市化水平與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分析——基于面板數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 華東經(jīng)濟(jì)管理，2008，22（10）：44—47

[9]威廉·阿瑟·劉易斯著，施煒，謝兵，蘇玉宏譯.二元經(jīng)濟(jì)論[M].北京經(jīng)濟(jì)學(xué)院出版社，1989

（李小瞳兒，1992年生，內(nèi)蒙古呼和浩特人，中國海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院。研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展）

（二）誤差修正模型

通過平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗可知數(shù)據(jù)符合建立誤差修正模型。以城市化率（Y）為因變量，以經(jīng)濟(jì)增長（X）、X的差分（X（-1））、Y的差分（Y（-1））、滯后一期的誤差修正項（e（-1））為自變量建立模型：

△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關(guān)于X的短期彈性■=0.127

得出結(jié)論，經(jīng)濟(jì)水平在短期對城市化率的影響不大，也就是說城市化率對經(jīng)濟(jì)增長的波動不敏感，人均GDP提高1%，只會引起城市化率增長0.13%，這與傳統(tǒng)的觀點“經(jīng)濟(jì)增長對城市化率有顯著的正相關(guān)關(guān)系”不同，出現(xiàn)這種現(xiàn)象與我國特殊的政策制度密不可分，例如戶籍制度、土地制度、社會保障制度等等，其中，原有的戶籍制度極大地限制了鄉(xiāng)鎮(zhèn)居民遷往城市，不配套的社會保障體系和教育、醫(yī)療體系也沒有為我國的城市化進(jìn)程做好鋪墊。雖然政府宣布將采取措施進(jìn)行改革，但從目前來看，如果想要在短期內(nèi)提高城市化水平，還是不能完全依靠刺激經(jīng)濟(jì)的方式。

再對X、Y及其滯后項做出回歸式：

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

得出Y關(guān)于X的長期彈性β=0.224

得出結(jié)論，在長期人均GDP對城市化率的拉動效應(yīng)有所提高，人均GDP增長1%，拉動城市化率提高0.22%，這是由于積累效應(yīng)將經(jīng)濟(jì)增長的短期效用不斷集聚，但是影響依舊不大，這是因為受到現(xiàn)階段我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的限制，目前我國經(jīng)濟(jì)仍處于發(fā)展期，在全球經(jīng)濟(jì)還在處于經(jīng)濟(jì)危機(jī)復(fù)蘇階段的背景下，我國經(jīng)濟(jì)不足以有效帶動城市化進(jìn)程。

同理，以經(jīng)濟(jì)增長（X）為因變量，以城市化率（Y）、X的差分（X（-1））、Y的差分（Y（-1））、滯后一期的誤差修正項（e（-1））為自變量建立模型：

△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關(guān)于Y的短期彈性α=0.732

這表明在短期即使是城市化的微小變化都會對經(jīng)濟(jì)有很顯著的正效應(yīng)，城市化提高1%就會帶動經(jīng)濟(jì)增長0.73%，人均GDP對城市化率的變動很敏感，反應(yīng)迅速，時滯性較短。這是因為人口本身就是經(jīng)濟(jì)增長模型中的一個重要變量，是生產(chǎn)環(huán)節(jié)的投入要素之一，此外，人口聚集引發(fā)更細(xì)化的分工，人口聚集也意味著資金、技術(shù)、人才多種資源的聚集，高密度的勞動力和企業(yè)分布也有助于知識技術(shù)的正外部性得到發(fā)揮，總之，由人口聚集引發(fā)的一系列生產(chǎn)領(lǐng)域的變化都有助于提高生產(chǎn)效率和更優(yōu)化的資源配置。

再對X、Y及其滯后項做出回歸式：

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

得出X關(guān)于Y的長期彈性β=2.368

得出結(jié)論：城市化對經(jīng)濟(jì)增長在長期有極為顯著的正向影響，城市化率提高1%，人均GDP增長2.37%，翻了一倍之多，可見我國的城市化發(fā)展?fàn)顩r對經(jīng)濟(jì)有至關(guān)重要的作用，搞好城市化進(jìn)程是我國發(fā)展經(jīng)濟(jì)一項重要環(huán)節(jié)。

五、結(jié)論與討論

通過實證分析發(fā)現(xiàn)，從1952—2012年我國人均GDP對城市化水平的影響在短期和長期都不顯著，城市化指標(biāo)對GDP的波動不敏感，GDP變動不會立刻引發(fā)城市化率的變動，而且兩個變量也不具有很強(qiáng)的相關(guān)性。在短期，人均GDP提高1%，城市化率增長僅為0.13%；在長期效應(yīng)略有提高，人均GDP提高1%，城市化率增長0.22%。這是因為短期的影響通過累積效應(yīng)得到加強(qiáng)，但仍然遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于0.50%。1952—2012年的數(shù)據(jù)研究也顯示，城市化進(jìn)程對GDP增長有極其顯著的正向作用。在短期，城市化率每提高1%就會帶動經(jīng)濟(jì)增0.73%左右；在長期，作用更是顯著，城市化率提高1%會拉動經(jīng)濟(jì)提高2.37%，城市化引發(fā)的GDP增長比其自身的增長都要翻一倍之多。這是因為人口本身就是經(jīng)濟(jì)增長模型中的一個重要變量，是生產(chǎn)環(huán)節(jié)的投入要素之一，另外，由人口聚集帶來的其他一系列變化也波及到社會、經(jīng)濟(jì)等多領(lǐng)域?？傊?，在高密度的勞動力和企業(yè)分布下，生產(chǎn)效率不斷提高，資源得到優(yōu)化配置。

就目前而言，我國城市化與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著相輔相成的關(guān)系。如何加快我國的制度政策改革，解決我國城市化不足的問題；如何創(chuàng)造扎實穩(wěn)健的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，使經(jīng)濟(jì)增長有效地帶動城市化發(fā)展；如何充分發(fā)揮城市化的顯著正向作用，在全球經(jīng)濟(jì)低迷的條件下進(jìn)一步拉動我國經(jīng)濟(jì)，是目前應(yīng)對我國經(jīng)濟(jì)增長與城市化問題的關(guān)鍵。

參考獻(xiàn)：

[1]楊開忠.中國城市化驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制與概念模型[J].城市問題，2001（3）：4—7

[2]王小魯.城市化與經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)社會體制比較，2002（1）：23—32

[3]周振華.增長軸心轉(zhuǎn)移：中國進(jìn)入城市化推動型經(jīng)濟(jì)增長階段[J].經(jīng)濟(jì)研究，1995（1）：3—10

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[9]威廉·阿瑟·劉易斯著，施煒，謝兵，蘇玉宏譯.二元經(jīng)濟(jì)論[M].北京經(jīng)濟(jì)學(xué)院出版社，1989

（李小瞳兒，1992年生，內(nèi)蒙古呼和浩特人，中國海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院。研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展）