我國人口城市化與經濟增長關系的實證研究

摘要：本文旨在研究人口城市化與經濟增長的關系，并通過相關數據建立計量模型，得出結論：我國人口城市化與經濟增長間存在長期穩定的均衡關系；經濟增長對人口城市化有明顯的促進作用，但人口城市化對經濟增長的拉動作用并不顯著。

關鍵詞：經濟增長；人口城市化；因果檢驗

一、引言

城市化作為一種內涵豐富的概念，是人類制度方面重要的創新。它是由農業為主的傳統鄉村社會向以工業和服務業為主的現代城市社會逐漸轉變的歷史過程。城市化是一種復雜的社會經濟現象，有多方面的因素影響其發展，其中起決定性作用的是經濟因素。經濟發展是城市化的根本動力，是城市產生和發展的基礎，而城市化水平的提升又能擴大城市有效需求，吸納農村剩余勞動力，促進產業結構調整和市場經濟提升，從而帶動經濟發展。經濟發展與城市化必須同步提高，過度城市化與過低城市化都會使城市向不健康的方面發展。人口城市化主要是按照人口在城市的比重來分析城市化的一個分支。

城市化作為一種內涵豐富的概念，是人類制度方面的重要創新。人口城市化是城市化發展的重要因素，主要是按照人口在城市的比重來分析城市化發展水平。截止2013年底，中國城市人口達到7.31億，人口城市化提高至53.73%，達到世界平均水平。但是，人口城市化并非越高越好，其增長速度要與經濟發展的階段、程度及其吸納的農村人口就業的能力相適應，否則會影響經濟的健康發展。

Weber A F（1962）最早從勞動力、技術、運輸等因素證明了人口城市化對經濟增長的作用機理[1]。P Bairoch（1988）從城市的起源角度分析了城市化對經濟發展、創新的作用，認為工業革命從根本上促進了城市化的進程[2]。L Bertinelli和D Black（2004）認為生產率取決于人力資本的累計，分別從動態和靜態的角度論證了經濟增長是人口城市化的動機[3]。趙金華等（2009）采用面板數據分析1990-2005年各類型省（區）的城鎮化影響因素及其差異，證明了經濟發展水平和非農業就業比重對城鎮化水平有顯著的影響[4]。陳鳳桂等（2010）以人口城鎮化和土地城鎮化為切入點衡量我國城鎮化，從時間和空間的角度進行實證分析，證明在人口城鎮化和土地城鎮化指數持續上升的同時，二者間協調發展的空間格局水平偏低、階段差距大[5]。程莉和周宗設（2014）基于VAR模型，通過考察我國人口城鎮化與經濟城鎮化的發展歷程與協調關系，說明人口城鎮化于經濟城鎮化存在一定偏差，其主要原因歸結于我國工業化進程中產業結構與就業結構存在偏差[6]。

基于以上學者對人口城市化與經濟增長關系的研究，本文選擇建立人口城市化與經濟要素之間的計量模型，最后對實證結果進行解釋。

二、我國人口城市化發展現狀

新中國成立后，我國人口城市化水平迅猛增長，城市數量由最初的193個上升到660個，城市經濟對我國的GDP貢獻率已經超過70%。圖1為1987-2013我國人口城市化水平走勢圖，從圖中我們可以看出，我國的人口城市化水平從1987年開始呈上升趨勢，逐年遞增。2011年城市化水平首次超過50%，城鎮人口首次超過農村人口并持續增長。至2013年底，已達到53.73%，說明我國人口城市化發展進入了一個全新階段。

三、中國人口城市化率與經濟增長相互關系的實證研究

（一）指標的選取及說明

本文運用“城鎮人口占總人口比重”（單位：%）來反映人口城市化，記為xt。對于經濟增長的指標，本文中選取“人均GDP”（單位：元/人）來反映經濟增長，剔除了人口規模對經濟的影響，記為yt。同時，為了消除異方差性，對全部指標數據進行自然對數處理，記為Lnyt和Lnxt。以上實證研究數據均來自《中國統計年鑒》（2014）。

1、單位根檢驗。運行Eviews 8.0，利用ADF單位根法對人均GDP（Lnxt）和人口城市化指標（Lnyt）做單位根檢驗。其中，滯后階數利用SC準則選取。檢驗結果表明，Lnyt和Lnxt的二階差分均通過5%下檢驗，為二階單整序列，即Lnyt～I（2）， Lnxt～I（2）。

2、協整檢驗。對人口城市化水平與人均GDP進行協整檢驗，首先Lnxt對Lnyt的回歸方程用OLS方法估計。

經檢驗的估計結果如式（1）所示：

R2=0.9521，表明變量Lnxt可以解釋95.21%的變量Lnyt，并且模型的擬合效果非常好；兩個變量呈高度相關，回歸方程高度顯著。

通過檢驗殘差項 是否平穩，即 是否 序列。ADF檢驗統計量明顯小于顯著性水平為1%、5%的臨界值，估計殘差序列 為平穩序列，即 。表明Lnxt與Lnyt之間存在協整關系，人口城市化與經濟增長之間存在長期動態均衡關系。這種動態均衡關系說明我們研究的這一時期我國經濟增長和人口城市化之間呈現出一定的協調性。

3、誤差修正模型。協整關系只反映變量之間的長期均衡關系，為彌補長期靜態模型的不足，可通過短期動態模型反映短期偏離長期均衡的修正機制。建立人口城市化與經濟增長之間的誤差修正模型。如表1所示：

表1 ECM估計及相關檢驗結果

可得Δ2Lny=0.3696Δ2Lnx+0.7443-0.5687Ecmt-2。表2中可以看出模型AIC值和SC值分別為-5.051452、-4.866866，兩者都較小，表明模型的整體效果較好，從因變量系數來看，數值大小為0.3696，說明人均GDP增長率增長1%，會帶動人口城市化率增長率增長0.37%，其次誤差修正系數通過檢驗，且修正系數為負，說明誤差修正系數對經濟產出的增長起加強作用，也就是說當短期經濟增長變弱，長期對短期有一個刺激作用，將刺激經濟增長，這里誤差修正系數為-0.5687，表明誤差修正項糾正上一期非均衡狀態的程度為0.5687%，調整方向為正且力度比較大。

4、Granger因果檢驗。用格蘭杰因果檢驗，建立人口城市化水平（Lnyt）與人均GDP（Lnxt）之間的模型，對參數利用普通最小二乘法（OLS）進行估計，取6為最大滯后階數，得到檢驗結果。結果表明：滯后4期時，Lnxt不是Lnyt的格蘭杰原因的p值為0.048，在5%水平下顯著，拒絕原假設，說明我國經濟增長對人口城市化水平提高的效應在滯后4年時明顯，可以說人均GDP是人口城市化水平的格蘭杰原因；而無論滯后幾期，Lnyt不是Lnxt的格蘭杰原因的概率都比較大，說明我國人口城市化水平的提高對經濟增長有一定的推動作用，但效果不明顯。

四、結論

本文根據1987-2014年的時序數據，利用協整檢驗、誤差修正模型及格蘭杰因果檢驗，對中國人口城市化水平與人均GDP進行動態計量分析。結果發現，人口城市化與經濟增長之間存在著長期穩定的均衡關系：經濟增長對人口城市化有明顯的促進作用，但人口城市化對經濟增長的拉動作用并不顯著。

根據上述結論，本文用一下三點解釋相關的原因：

第一，人口城市化水平與經濟增長之間存在著比較密切的相關性。從1987年以來的時間序列數據的描述性分析顯示，人口城市化發展的水平伴隨著經濟發展的水平，兩者之間呈協調的正相關關系。

第二，經濟的增長會促進人口城市化的發展，本文的結論在一定程度上驗證了人們的感覺，并且得出經濟增長對于人口城市化的發展更重要的是長期的影響。經濟增長引起的需求變化和產業結構調整會促進農村人口向城鎮遷徙，進而促進經濟社會全方位的進步，工業和服務業得到很大發展，使得人口城市化得到比較大的發展。

第三，人口城市化的發展也會反作用于經濟的增長。人口城市化主要通過轉移農村剩余勞動力、促進農業的現代化發展，達到城市反哺農村的作用。人口城市化的發展也會促使產業結構調整，增大服務業對經濟增長的拉動作用，也會在一定程度上使經濟增長向更好更快更合理的方向發展。

在21世紀的發展中，我國的人口城市化是世界城市發展的焦點之一，我國的人口城市化發展既面臨著很好的機遇，也將迎來更大的挑戰。本研究以后的方向將從人口城市化與經濟增長的計量模型和促進人口城市化帶動經濟增長的其他因素等方面來進行。

參考文獻：

[1]Weber A F. The Growth of Cities in the Nineteenth Century [M]. New York：MacMillan，1962.

[2]P Bairoch. Cities and Economic Development： From Dawn of History to the Present[M].

Chicago：Univ. of Chicago Press， 1988.

[3]L Bertinelli， B Luisito. Urbanization and growth [J]. Journal of Urban Economics， 2004， （7）： 80–96.

[4]趙金華等.我國省（區）人口城鎮化水平與速度的類型特征及影響因素[J].城市發展研究，

2009，（9）：54-60.

[5]陳鳳桂等. 我國人口城鎮化與土地城鎮化協調發展研究[J].人文地理，2010，（5）：53-58.

[6]程莉，周宗社. 人口城鎮化與經濟城鎮化的協調與互動關系研究[J].理論月刊，2014，（1）：119-122.