本站原创摘 要：利用2001—2010年中国三十个省、市、自治区的面板数据分析经济增长与城市化的关系,认为就长期而言,城市化水平可以决定经济增长,而经济增长不能决定城市化水平.通过估计不同地区的城市化产出弹性,进一步分析不同省、市、自治区城市化水平对经济增长的作用,得出西部区域的城市化对经济增长拉动作用较大,中、东部区域部分城市出现过度城市化现象,抑制经济增长.据此建议通过改革户籍制度、优化城市规模结构、重视城市化质量来提高城市化水平,进而促进经济增长.
关 键 词 ：城市化水平；经济增长；面板数据
中图分类号：F290 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）31-0252-05
引言
城市化是一个涉及经济、社会、生态等多领域的动态转化过程.传统经济学观点下,“劳动力流动会改进资源配置效率,进而提高整个社会的产出”是城市化水平与经济增长之间呈现正相关关系的根本原因,正是这种现代化理论为第三世界走出贫穷困境带来了新的希望.进入20世纪90年代,“有活力的城市是经济增长最好的发动机”成为一种新的共识[1].
与大多数国家不同,从20世纪80年始,中国在很长一段时间实行的是 “离土不离乡、进厂不进城”的分散工业化模式,尽管在很大程度上避免了“城市病”,但是城市化滞后导致的交易效率低、工业布局分散等一系列问题成为经济发展的巨大障碍.经过反思,将城市化提升到关系国民经济发展全局的战略高度上来,并提出在“十五”期间将全面推进城市化,“十一五”规划中也提出了将城市群作为城镇化建设的主要目标.国家统计局公布的数据显示,1978年中国的城市化率仅为15%,而到了2011年中国的城市化率已经达到34.3%.与之相对应,国内人均生产总值也从1978年的381元增长至2012年的35 181元.至此,无论是政策导向还是现实数据都表明城市化已经成为研究中国经济增长问题不可或缺的一个部分.因此,城市化与经济增长的关系及其衍生问题成为理论界关注的热点.分析中国不同地区间的城市化与经济增长问题,具有十分现实的意义.
一、文献综述
(一)国外文献综述
一直以来,城市化与经济增长问题都是国外学者的兴趣点之一.早在1965年,城市化与经济增长问题就已经引起国外不同学科学者的研究兴趣,地理学家贝利在对全球95个国家进行研究的过程中就发现城市化与经济增长之间具有极强的正相关性,Renaud（1981）通过对111个国家的城市化与经济增长进行分析,认为经济增长与城市化水平具有十分紧密的关系[2].而到了1988年,Lucas正式提出了城市与经济增长命题,为这一问题后续的研究正式拉开了序幕.随后的研究主要集中在以下两个方面：
1.关于经济增长与城市化关系的争论
Henderson（2000）计算出城市化率与RGDP的相关系数为0.85,并通过研究发现城市化对经济增长的促进作用是稳定、持久的[3].Bertinelli（2004）运用面板数据进行研究,认为城市化与经济增长之间呈现出U型特征[4].Sangraula（2007）的研究指出城市化无法解决城市贫困问题.Brulhart 、Sbergami（2008）首次提出城市化对经济增长的正向作用存在界限,临界值约为一万美元人均收入.
2.关于城市化与经济增长动态关系的研究
国外不同学者对于城市化与经济增长关系的争论,将研究的热点转移至城市化与经济增长动态关系研究.Henderson（2003）认为城市化与经济增长的正相关关系出现在经济发展的初期；Black（1999）的研究发现城市化带来的空间集聚可以发挥出技术、知识等的正溢出效应,这种效应能在一段时间内有效推动经济增长[5]；随后城市化将呈现出Cuberes（2008）研究出的序贯效应,因此存在“过度城市化”倾向.
(二)国内文献综述
国内学者对城市化与经济增长也进行了十分细致的研究,这些研究主要集中在：
1.关于经济增长与城市化关系的争论
主要包括以下两个方面：其一,不同学者对经济增长是否对城市化有促进作用持有不同看法.李金昌（2006）通过动态计量认为经济增长会导致城市化水平提高,但是与上述观点相反,段瑞君（2009）认为经济增长对城市化的影响是很有限的[6].其二,不同学者对城市化对经济增长是否具有促进作用也持有不同看法.赵玥（2008）得出人口城市化水平长期决定经济增长的结论,段瑞君（2009）城市化对经济增长具有很大的促进作用[7],吕健（2011）通过运用空间计量模型得出城市化率对经济增长贡献逐渐增大的结论[8].但是,不少学者对此并不认同,李金昌（2006）认为而城市化水平的提高对经济增长的作用十分有限,闫晓红（2011）运用城市化内生增长模型,得出过度城市化会对经济增长起到负面作用的结论[9].
2.不同地区、不同时段下城市化与经济增长问题的研究
国内学者开始将研究集中到不同时段、不同地区下城市化与经济增长的关系,通过分时段、分地区对城市化与经济增长问题进行研究.王稳琴（2011）通过对城市化时期进行划分,认为不同城市化阶段对经济增长产生的影响不同,随着城市化程度的不断上升,经济增长的稳定性呈现出先上升后下降的态势[10].聂华林（2012）运用误差修正模型考察了长、短期下人口城市化对经济增长的作用,认为长期作用较短期作用明显[11].石婷婷（2009）通过对中部六省进行研究,认为经济增长差距拉大不利于城市化[12].
二、指标选取、样本选择与数据的搜集
(一)指标选取
1.城市化水平指标选取
在对城市化水平指标的选取过程中,根据不同的研究侧重点可以采用单一指标法、综合指标法等多种方法.现有文献对城市化水平指标的选取主要有“城镇人口占总人口比率”、“城镇人口数”、“非农业人口占总人口的比重”等.考虑到数据获取的完整性、认同程度等实际情况,选用“非农业人口占总人口的比重”的对数,作为城市化水平（LnURB）的指标. 2.经济增长指标选取
在现有文献中,不少学者选用国内生产总值、人均收入等指标作为衡量经济增长的指标.较其他指标而言,人均国内生产总值（RGDP）通过提出人口规模因素的影响,能够更好地反映经济增长的真实水平.因此,本文选用人均国内生产总值（RGDP）作为经济增长指标.与此同时,还需要对人均国内生产总值（RGDP）作如下处理：首先,以2001年为基准,将名义RGDP折算成为真实RGDP,其次,取真实RGDP的对数消除异方差,得到人均国内生产总值的对数形式（LnRGDP）.
(二)样本选择及数据的搜集
考虑到数据的完整性,选择中国三十个省、市、自治区作为样本,由于重庆数据缺失值较多,作以剔除.样本的时间跨度为2001—2010年.数据来源于各省统计年鉴、《中国统计年鉴》以及中国经济发展统计数据库.
三、实证分析过程
(一)模型设定与参数的确定
由于中国各地区间实际经济发展状况存在差距,必须要在研究过程中考虑城市各区域的个体差异,而面板数据同时具有时间及截面两个特征,能够很好地反映个体及时间不同带来的差异,因此,本文选用面板数据模型研究中国省、市、自治区的城市化与经济增长关系.面板数据的基本模型主要分为三种：混合模型、固定效应模型以及随机效应模型.基本表达形式为在此基础上,根据对it与βit分别作出不同限制,可以得到不同形式的面板数据模型.
由于不能确定经济增长与城市化之间的决定关系,本文需要设定两个模型,即城市化水平决定经济增长水平的模型（1）经济增长水平决定城市化水平的模型（2）.以模型（1）为例,首先将模型分别设定为混合模型、固定效应模型以及随机效应模型：
三种模型的参数估计结果如下：
在上述参数估计的基础上,由于F检验的检测设为：H0∶αi等于α,即模型中不同个体的截距相同,为混合回归模型,检验结果为：F等于14.082233F0.05,拒绝原检测设,在混合模型与个体固定效应回归模型中选择个体固定效应回归模型；Hauan检验检测设H0：个体效应与回归变量无关,即为个体随机效应回归模型,检验的统计量为69.83,相对应的概率是0.0001,拒绝原检测设,在个体固定效应回归模型与随机效应模型中选择个体固定效应回归模型.
由于模型（2）的确定过程与模型（1）一致,因此城市化水平决定经济增长的模型（1）最终确定为：lnRGDPit等于α+α0+β1lnUBRit+μit；经济增长决定城市化水平的模型（2）最终确定为：
(二)单位根、协整检验
由于一些时间序列存在非平稳的特征,表现出共同变化的趋势,在进行数据回归时,极易造成伪回归,所以,需要在估计模型时进行单位根检验.面板数据的单位根检验方法主要有LLC（Levin-Lin-Chu）检验、崔仁（Fisher-ADF）检验、PP检验等方法.对2001—2010年间,中国三十个省、市、自治区的lnRGDP、lnUBR进行单位根检验得到如下结果：
由上述检验结果可知,四种检验方法的结论都认为30个lnRGDP序列均存在单位根；30个lnUBR序列均不存在单位根.因此,对lnRGDP序列进行一阶差分,其显著性检验能够顺利通过.此时的两个变量均为一阶单整,存在协整关系的可能,通过E-G；两步法进行协整检验,即分别对（1）与（2）进行最小二乘估计,再对得到的随机误差项uit进行平稳性检验,若平稳,则认为面板数据存在协整关系.检验结果如下：
上述检验结果可以看出：（1）式为协整的,（2）式为非协整的.即就长期而言,经济增长不能决定城市化水平,而城市化水平可以决定经济增长.因此,选用模型（1）进行后续检验.
四、模型结果分析
利用Eviews6.0对模型（1）进行估计,得到的估计结果如下：
可以从估计结果中看出,2001—2010年间,中国三十个省、市、自治区的人口城市化对经济增长促进作用很大,长期城市化产出弹性达到3.29101,即每提高1单位的城市化水平,可以拉动经济增长3.29101个百分点,说明人口城市化已经成为现阶段经济增长的一个重要动力源.而不同地区的个体差异也在模型估计结果中有所反应,其城市化对经济增长的作用呈现出不同的拉动力量.不同地区的城市化产出弹性（如下页表5所示）：
其中具有正向拉动作用的省、市、自治区有16个,具有负向拉动作用的省、市、自治区有14个；具有超强作用,即β1超过1的地区有3个.按照东部、中部及西部地区进行划分,三十个地区城市化产出弹性正负值分布如下：
从表中也可以看出,西部板块中,88.9%省、市、自治区的城市化产出弹性为正值,可以判定城市化对经济增长都具有拉动作用,但并不是所有省、市、自治区的城市化对经济增长都具有拉动作用,部分地区的城市化产出弹性为负值,特别是包括上海、江苏、天津、北京等较为发达的中、东部省份及直辖市,50%以上的地区出现了所谓的“过度城市化”现象,主要原因可能在于这些地区的城市规模过度膨胀,已经超出了经济正常增长的承受能力,造成生产成本、管理成本上涨过快,致使城市化不仅未能对经济增长起到促进、拉动作用,反而成为制约经济增长的瓶颈之一.
结论及政策建议
本文利用2001—2010年中国三十个省、市、自治区的面板数据分析经济增长与城市化的关系,得出如下结论：
由于中国尚处在城市化水平较低的阶段,城市化作为经济增长的重要动力之一,能够有效促进经济增长,特别是促进西部欠发达地区的经济增长.就长期而言,城市化水平可以决定经济增长,而经济增长不能决定城市化水平,其中城市化的产出弹性为3.29101.
在中国不同的省、市、自治区,城市化对经济增长的作用不尽相同,部分地区城市化产出弹性为正,部分为负,由此可见城市化对经济增长既能起到促进作用,也能起到阻碍作用,起到促进作用的省、市、自治区多属于欠发达西部板块,88.9%的省、市、自治区城市化产出弹性为正值；起到阻碍作用的地区多属于发达的东、中部板块,超过一半的东、中部板块省、市、自治区城市化产出弹性为负,即过度城市化会抑制经济增长. 因此,本文提出三点政策建议：
改革户籍制度.中国在推进城市化建设的过程中,人为设定了以户籍制度为代表的一系列人力资源流动障碍,致使中国城市化水平远低于同等发展水平国家,且呈现出城乡差距过大的弊病.因此,消除城乡分割的体制障碍、促进劳动力自由转移,能够有效发挥西部欠发达地区的城市规模聚集效应,缩小地区差距,实现经济增长.
优化城市规模结构.长期以来,过分强调建立大城市,造成了现阶段区域经济发展不平衡等问题.与此同时,过度城市化不仅会提高外部成本、管理成本,还会引起经济效率流失.因此,在城市发展过程中应该积极优化城市规模结构、健全城市体系.
城市化的发展速度与质量并重.在推进城市化的过程中,应以城市现代化为目标,重视城市化的发展质量,通过促进第三产业发展、沿海工业向内地转移、实现城市功能的差别化与多样化等途径,突破中国沿海发达地区城市化抑制经济增长的瓶颈.