張廷海，戴倩雯

城市化是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中， 各類生產(chǎn)要素向城市中心區(qū)域集聚和城市規(guī)模向外延發(fā)展的表現(xiàn)形式。 當(dāng)人口不斷向城市聚集時(shí)也會(huì)帶來(lái)技術(shù)、知識(shí)等溢出效應(yīng)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效率的提高，城市化進(jìn)程對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的積極作用。 改革開放前，廣東省城市化水平長(zhǎng)期受體制、政策等因素制約處于較低水平。 近30 多年來(lái)，廣東省在經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等各個(gè)方面取得了長(zhǎng)足進(jìn)展， 城市化也以前所未有的速度和規(guī)模迅速發(fā)展。 1978－2012 年間，廣東省的城市化水平從16.26%提高到67.4%， 增加了51.14%，僅次于北京、上海和天津，平均每年提高約1.5 個(gè)百分點(diǎn)。 廣東省人均GDP 從改革之初的370 元迅速增加到現(xiàn)在的54095 元， 位居全國(guó)前列。 從整體上，廣東城市化與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)值得深入探討。

一、文獻(xiàn)綜述

學(xué)者們從不同視角對(duì)城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)問題展開探討。 Lampard(1965)對(duì)美國(guó)過去一個(gè)世紀(jì)的數(shù)據(jù)分析， 得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城市化水平顯著正相關(guān)的結(jié)論， 同時(shí)城市化的發(fā)展階段與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有很大的一致性。Northam (1975）對(duì)panel面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后， 得出城市化發(fā)展程度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平之間具有某種線性關(guān)系的結(jié)論， 并提出具體的城市化程度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的線性經(jīng)驗(yàn)關(guān)系式。采用多國(guó)的數(shù)據(jù)，Henderson（2003）測(cè)算出城市化率同人均GDP(對(duì)數(shù))相關(guān)系數(shù)為0.85，說(shuō)明兩者之間具有較高的關(guān)聯(lián)度。 Duranton（2004)提出， 城市化既是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉也是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力。 Verner（2005)對(duì)1992-2002 年墨西哥的相關(guān)數(shù)據(jù)分析后指出， 城市化的作用主要表現(xiàn)在兩方面：促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和有助于消除貧困。

楊小凱和張永生(2000)率先采用超邊際分析工具建立城市化模型，研究表明：城市化進(jìn)程推動(dòng)分工與專業(yè)化發(fā)展，促進(jìn)生產(chǎn)和交易效率的提高，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。 郭松（2006）對(duì)1978-2003 年我國(guó)城市化率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的數(shù)據(jù)進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)分析，結(jié)果表明：兩者之間存在協(xié)整關(guān)系， 即一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。 劉耀彬（2006）按不同時(shí)期階段進(jìn)行劃分，對(duì)各個(gè)時(shí)期城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和建立在ECM 模型上的Granger 因果檢驗(yàn)，經(jīng)過長(zhǎng)期相關(guān)性檢驗(yàn)得出我國(guó)當(dāng)前城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互促進(jìn)的結(jié)論， 提出注重多元素綜合是協(xié)調(diào)兩者關(guān)系的有效途徑。 李樹坤（2008）利用因子分析法，計(jì)算出復(fù)合城市化率指標(biāo)并與人均GDP 指標(biāo)進(jìn)行分析，認(rèn)為城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系， 但二者作用不對(duì)等， 甚至城市化的演進(jìn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的消極影響， 其作用劣于后者對(duì)前者的積極作用。 李金昌和程開明（2006）也認(rèn)為，地區(qū)增長(zhǎng)對(duì)城市化影響強(qiáng)烈，而城市化效應(yīng)對(duì)增長(zhǎng)的作用卻很微小。 通過對(duì)1987-2008 年間省際面板數(shù)據(jù)分析，施建剛和王哲（2011）提出城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間只存在短期作用，從長(zhǎng)期看二者顯著負(fù)相關(guān)。 張明斗（2013）利用GMM 三階段最小二乘法，從內(nèi)生性角度分析地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城市化的關(guān)系，研究表明城市化水平和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈倒U 型關(guān)系，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化水平呈現(xiàn)正向線性關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明

考慮數(shù)據(jù)的可得性和研究的需要， 本文選取廣東省城市化水平（URB）和全省人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（AGDP）這兩個(gè)指標(biāo)來(lái)闡述廣東省城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，城市化率（urbanization rate）以城鎮(zhèn)人口占人口總數(shù)的比重表示。 本文所采用的數(shù)據(jù)源于歷年《廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒》、廣東省統(tǒng)計(jì)公報(bào)和《新中國(guó)60 年統(tǒng)計(jì)年鑒資料匯編》。 為了消除異方差在時(shí)間序列中的影響，使數(shù)據(jù)趨向線性，分別對(duì)城市化率URB 和廣東省人均國(guó)內(nèi)產(chǎn)總值A(chǔ)GDP 進(jìn)行對(duì)數(shù)變換， 用LnURB 和LnAGDP 分別表示城市化水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

為了消除異方差性， 將廣東省1978-2012 年城市化率URB 和實(shí)際地區(qū)人均生產(chǎn)總值A(chǔ)GDP分別取自然對(duì)數(shù)， 對(duì)比lnURB 和lnAGDP 兩條趨勢(shì)線可知， 城市化率的走勢(shì)與實(shí)際地區(qū)人均生產(chǎn)總值的走勢(shì)都呈上升趨勢(shì)。 由于在2000 年左右實(shí)行新的戶籍管制制度， 依照當(dāng)時(shí)的戶籍人口計(jì)算出來(lái)廣東省城市化率較往年的低。 此后，廣東省城市化率一直保持平穩(wěn)上升狀態(tài)。

三、實(shí)證分析

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。 lnURB 和lnAGDP 兩條趨勢(shì)線整體上升，但很明顯是非平穩(wěn)序列，可能產(chǎn)生“偽回歸”問題，故不能直接使用，因此要先取差分后再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，即ADF 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 ADF 檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果表明， 在5%顯著性水平下，lnURB、lnAGDP 是非平穩(wěn)序列， 一階差分序列ΔlnURB、ΔlnAGDP 是平穩(wěn)時(shí)間序列。 因此，原序列l(wèi)nURB、lnAGDP 是一階單整的，滿足協(xié)整的條件。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。 常用的協(xié)整性檢驗(yàn)主要有EG 兩步法和Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)。 本文主要研究城市化水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間的關(guān)系，故采用“EG 兩步法”進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

首先，采用OLS 方法建立協(xié)整回歸：

回歸結(jié)果為：

其次, 采用單位根檢驗(yàn)對(duì)方程（1）的殘差進(jìn)行檢驗(yàn)。 5%顯著性水平下的t 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-1.958003，小于其對(duì)應(yīng)臨界水平，所以應(yīng)拒絕原假設(shè)，由此可知?dú)埐钚蛄袩o(wú)單位根，是一個(gè)平穩(wěn)的序列，說(shuō)明二者之間存在協(xié)整關(guān)系。 從長(zhǎng)期看，廣東省改革開放后的城市化水平與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有某種程度的協(xié)調(diào)性和一致性， 即不存在前者超越后者或后者慢于前者的嚴(yán)重現(xiàn)象。

3.誤差修正模型（EMC）。 經(jīng)過協(xié)整分析得出lnURBt、lnAGDPt 之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，并在不斷調(diào)整的短期動(dòng)態(tài)過程中得以維持。 為了反映短期調(diào)節(jié)作用和動(dòng)態(tài)關(guān)系， 誤差修正機(jī)制存在于相互協(xié)整的任何一組時(shí)間序列變量之中， 即建立誤差修正模型，其結(jié)構(gòu)如下：

得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果為：

上述估計(jì)結(jié)果表明， 長(zhǎng)期均衡水平會(huì)影響城市化率和實(shí)際人均GDP 的短期波動(dòng)， 即誤差修正效果顯著。 廣東省的城市化程度既取決于人均實(shí)際GDP 變動(dòng)， 又取決于上一期城市化率對(duì)均衡水平的偏離程度。 這里，偏差修正主要體現(xiàn)在誤差項(xiàng)估計(jì)系數(shù)- 0.20539， 上期偏離程度與本期修正的量呈正相關(guān)關(guān)系， 上期偏差大則本期修正的量也大，即誤差修正機(jī)制存在。

4.Granger 因果檢驗(yàn)。 協(xié)整檢驗(yàn)有助于判斷時(shí)間序列的長(zhǎng)期均衡關(guān)系， 但并不表明它們存在必然的因果關(guān)系。 為了深入分析廣東省城市化率和人均GDP 的關(guān)系， 故采用Granger 因果方法進(jìn)行檢驗(yàn)。 由于滯后長(zhǎng)度的選擇很容易影響到Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果，因此在進(jìn)行Granger 因果檢驗(yàn)時(shí)先對(duì)滯后期進(jìn)行檢驗(yàn)， 保證因果關(guān)系檢驗(yàn)的隨機(jī)誤差不存在序列相關(guān)性。 為了確定合適的滯后長(zhǎng)度，選擇盡可能大的滯后階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 LNURB 與LNAGDP 的Granger 因果檢驗(yàn)

表2 的檢驗(yàn)結(jié)果表明：一方面，在滯后長(zhǎng)度1至8 期內(nèi)，lnAGDP 不是lnURB 的Granger 原因的概率都比較小，基本上概率不超過7%，可以推斷出廣東省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城市化的發(fā)展具有一定的促進(jìn)作用。 特別是在滯后長(zhǎng)度為5 和6 時(shí)，人均生產(chǎn)總值（lnAGDP）不是城市化率（lnURB）Granger 原因的概率分別為1.33%和2.26%，這就說(shuō)明在地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)滯后5、6 年時(shí)對(duì)廣東省的城市化水平提升作用最大。 另一方面，在滯后長(zhǎng)度為8 時(shí)，得到lnURB 不是lnAGDP 的格蘭杰原因的概率相對(duì)來(lái)說(shuō)比較高，滯后長(zhǎng)度為1 和2 時(shí)，廣東省城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的推動(dòng)作用，但從長(zhǎng)期來(lái)看，廣東城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)并不顯著。 顯然，這一結(jié)論與一般觀點(diǎn)認(rèn)為的城市因其具有集聚效應(yīng)、擴(kuò)散效應(yīng)而能助推經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)論是矛盾的。 也就是說(shuō)，從Granger 因果關(guān)系分析看，廣東省城市化水平提高在很大程度上受益于其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的快速發(fā)展， 而地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻未能相應(yīng)的從城市化進(jìn)程中獲得巨大推動(dòng)力。

為什么廣東省城市化沒有促進(jìn)其相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呢？ 其主要原因可能在于：

（1）改革伊始，廣東省工業(yè)化發(fā)展受政策影響表現(xiàn)出明顯的“村鎮(zhèn)指向性”，其城市化進(jìn)程由小城鎮(zhèn)的發(fā)展不斷向前推進(jìn)，各地小城鎮(zhèn)從自身資源優(yōu)勢(shì)出發(fā)，開創(chuàng)了多模式并存的發(fā)展局面。 當(dāng)前廣東省城市化的發(fā)展受過去“小而全”城鎮(zhèn)建設(shè)指向的影響，分布過于稠密且規(guī)模普遍較小，甚至難以達(dá)到基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)設(shè)施建設(shè)的基本標(biāo)準(zhǔn)，分散了城市化發(fā)展力量，因而對(duì)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)力不強(qiáng)。

（2）從廣東省行政區(qū)劃來(lái)看，城市化水平從高到低依次為“珠三角-東翼-西翼-山區(qū)”，珠三角地區(qū)城市化水平在85%以上，遙遙領(lǐng)先；東翼落后于珠三角約10 個(gè)百分點(diǎn)； 西翼與山區(qū)五市相接近，剛剛越過35%的臨界點(diǎn)進(jìn)入加速發(fā)展階段， 但均低于全省城市化水平。 從總體上來(lái)看，全省各地區(qū)的城市化發(fā)展程度存在明顯差異， 故而各地對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)力量也有影響， 導(dǎo)致總體城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不大。

（3）廣東省當(dāng)前的城市化發(fā)展對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛能并未被充分挖掘。 一方面，本文所指的城市化率是以城鎮(zhèn)人口規(guī)模來(lái)衡量的。 廣東省是勞務(wù)輸入大省，有大量的外來(lái)人口，由于實(shí)行嚴(yán)格的城市居民戶籍管理制度， 大量的外來(lái)人口難以轉(zhuǎn)變?yōu)楫?dāng)?shù)爻擎?zhèn)常住人口， 在一定程度上抑制了城市化的正常增長(zhǎng)， 使得城市發(fā)展和非農(nóng)人口增加滯后于工業(yè)化發(fā)展階段， 對(duì)經(jīng)濟(jì)作用不強(qiáng)。 另一方面，廣東省城市化的發(fā)展仍不夠深入，并未觸動(dòng)城市發(fā)展的內(nèi)在， 城市功能區(qū)優(yōu)勢(shì)和新的城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)機(jī)制有待進(jìn)一步挖掘。

5.脈沖響應(yīng)分析。 首先檢查VAR 模型的穩(wěn)定性。 通過圖形觀察特征根倒數(shù)都落在單位圓內(nèi)，VAR 模型是穩(wěn)定的，可以開展脈沖響應(yīng)分析。 圖1是基于VAR 模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表響應(yīng)函數(shù)的追蹤時(shí)期數(shù)， 此處將脈沖響應(yīng)函數(shù)的追蹤時(shí)期數(shù)擬定10 年，縱軸代表人均GDP 或城市化率，圖中實(shí)曲線表示脈沖的響應(yīng)函數(shù)。 圖1(A)是廣東人均GDP 對(duì)其自身信息沖擊的脈沖響應(yīng)圖。本期受到自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后， 人均GDP 在第1 至4 期內(nèi)呈現(xiàn)逐步緩慢上升的態(tài)勢(shì)，并在第4期達(dá)到最高峰，此后人均GDP 呈現(xiàn)水平狀態(tài)。 圖1(B) 是廣東人均GDP 對(duì)當(dāng)?shù)爻鞘谢畔_擊的脈沖響應(yīng)圖。 圖形大致保持平穩(wěn)趨勢(shì)，說(shuō)明城市化水平的輕微波動(dòng)對(duì)廣東省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒有造成實(shí)質(zhì)性的影響。 圖1 (C) 是廣東城市化對(duì)其人均GDP 信息沖擊的脈沖響應(yīng)圖。 圖形表明，當(dāng)期受到人均GDP 一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，lnURB 隨即呈現(xiàn)先降后緩慢上揚(yáng)的趨勢(shì)， 這表明沖擊的影響隨時(shí)間變化而不同，開始時(shí)是先衰減的，隨著時(shí)期的延長(zhǎng)而呈現(xiàn)慢慢增強(qiáng)的趨勢(shì)。 圖1(D)是廣東城市化對(duì)其城市化自身信息沖擊的脈沖響應(yīng)圖。 當(dāng)期受本身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后會(huì)迅速做出反應(yīng)， 隨之逐期遞減， 直到6 期后達(dá)到城市化的一個(gè)新的均衡水平，并表現(xiàn)出穩(wěn)定狀態(tài)。 這說(shuō)明廣東省城市化在對(duì)自身信息沖擊的變化比較敏感， 同時(shí)隨著沖擊的影響力逐漸衰弱， 其自身的自我強(qiáng)化趨勢(shì)卻明顯不夠。

圖1 脈沖響應(yīng)圖

6.方差分解分析。我們利用方差分解觀察不同結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻(xiàn)度 （見表3）。 在第1 期人均GDP的波動(dòng)變化源于其自身的波動(dòng)， 在第2 期才顯現(xiàn)出來(lái)城市化率對(duì)人均GDP 的波動(dòng)沖擊， 在第4 期之后城市化率對(duì)人均GDP 沖擊的貢獻(xiàn)程度逐漸增大，但這種沖擊程度的作用微乎其微，幾乎是可以忽略不計(jì)的。與人均GDP 自身波動(dòng)相比，城市化率對(duì)人均GDP 的影響非常小。 另外， 城市化率（lnURB）從第1 期開始就受到人均GDP 和自身波動(dòng)的影響， 而人均GDP 波動(dòng)在第1 期的影響約為5.37%， 其在第2 期的影響開始下降并且直到第6期為止大致都穩(wěn)定維持在3.3%到3.4%之間，然后在第7 期后又開始上升。 這與上述脈沖響應(yīng)分析結(jié)果一致。

四、結(jié)論與政策含義

城市化與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的協(xié)調(diào)性。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是主導(dǎo)性的， 而城市化率是一種伴生現(xiàn)象。 實(shí)證表明， 廣東省人均GDP 是其城市化率的Granger 原因， 即地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠有效帶動(dòng)廣東城市化水平的提高； 但并不能認(rèn)為城市化率是人均GDP 的Granger 原因， 即城市化水平的提升對(duì)廣東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)推動(dòng)力并不明顯。 因此，從廣東省的實(shí)證分析來(lái)看，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)城市化發(fā)展，而城市化水平也隨城市經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)與發(fā)展不斷提高。 那種單純追求過高的城市化率并單純以城市化進(jìn)程助推經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)， 過分夸大城市化的影響是不客觀、不科學(xué)的。

綜合上述結(jié)論， 為了保持廣東城市化與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的共同發(fā)展，公共政策應(yīng)注意以下幾點(diǎn)：

1.以經(jīng)濟(jì)建設(shè)推動(dòng)城市化發(fā)展。政府要充分發(fā)揮廣東省的區(qū)位優(yōu)勢(shì)，著力發(fā)展本地化經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)城市化進(jìn)程。 城市化的推進(jìn)必須以經(jīng)濟(jì)發(fā)展為基礎(chǔ)，協(xié)調(diào)城市各區(qū)域之間的增長(zhǎng)差異，通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、結(jié)構(gòu)調(diào)整等帶動(dòng)落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)而在地區(qū)經(jīng)濟(jì)均衡增長(zhǎng)的同時(shí)更好地助推廣東省的全面城市化。

2.遵循城市化自身規(guī)律。 在城市化進(jìn)程中，政府應(yīng)扮好“守夜人”角色，不能因刻意追求城市化率的提高而過度干預(yù)。 事實(shí)上，城市化水平的提高是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一種伴生現(xiàn)象。 政府應(yīng)遵循城市化發(fā)展的自身規(guī)律，加強(qiáng)引導(dǎo)和示范，使城市化的推進(jìn)更加科學(xué)、規(guī)范，并隨著經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，全面提升城市化質(zhì)量。

表3 方差分解結(jié)果

3.健全城鄉(xiāng)社會(huì)保障體系。對(duì)于開放型經(jīng)濟(jì)主導(dǎo)的廣東省而言， 外來(lái)人口和農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力眾多，他們不僅對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出巨大貢獻(xiàn)，而且在一定程度上提高了城市化率。 在新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，政府應(yīng)建立“以人為本”的城市化理念，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)關(guān)系，從戶籍制度、醫(yī)療保險(xiǎn)和子女義務(wù)教育等諸多方面，逐步完善社會(huì)保障體系，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，程開明.中國(guó)城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析[ J].財(cái)經(jīng)研究，2006，（9）.

[6] 李樹坤.我國(guó)城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的計(jì)量分析[ J].統(tǒng)計(jì)與決策，2008，（16）.

[7] 梁欣然.安徽省城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互關(guān)系分析[ J].江淮論壇，2007，（6）.

[8] 施建剛，王哲.中國(guó)城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證分析[ J].城市問題，2011，（9）.

[9] 楊小凱，張永生.新興古典經(jīng)濟(jì)學(xué)和超邊際分析[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2000.

[10] 張明斗.城市化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生性研究[ J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2013，（10）.

[11] 張志勇，李連慶.城市化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互動(dòng)效應(yīng)的動(dòng)態(tài)分析[ J].山東財(cái)政學(xué)院學(xué)報(bào)，2012，（9）.

[12] 朱孔來(lái)，李靜靜，樂菲菲.中國(guó)城市化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[ J].統(tǒng)計(jì)研究，2011，（9）.