中国城市化与经济增长关系研究

王稳琴，王成军，刘大龙

（1．西安建筑科技大学管理学院，陕西西安 710055;2．西安建筑科技大学 建筑学院，陕西西安 710055）

中国城市化与经济增长关系研究

王稳琴1，王成军1，刘大龙2

（1．西安建筑科技大学管理学院，陕西西安 710055;2．西安建筑科技大学 建筑学院，陕西西安 710055）

文章试图通过中国城市化与经济增长的分布曲线、分布特征以及其发展型式的研究，来说明中国城市化与经济增长的关系，为进一步区域城市化转型选择提供依据。研究表明，中国城市化与经济增长的关系为二次多项式关系，且不同城市化时期城市经济增长分布特征不同;其次，随着城市化阶段上升，城市经济增长的稳定性出现先上升后下降趋势;最后，不同城市化阶段，城市需求结构和经济增长模式不同。

城市化;城市经济增长;分布特征;增长型式;中国

一 问题提出

从历史上看，关于城市化与经济增长协调发展问题的各种理论研究已经对许多发展现象做出了一系列最充分的概括，其中包括:空间集聚、人口迁移理论、循环经济理论和可持续发展理论。那么，我国城市化与经济增长的关系以及对经济增长的作用如何?我国在城市化进程中城市经济结构和增长方式的转变是如何影响增长率及其利益分配，继而影响资源再配置效率的?用以加速这种结构转变（城市化）或改变其构成的各种政策的效果又是怎么样的?进一步城市化是否会进一步加剧产业结构不合理和人力资本、社会资本配置恶化的窘境?如何在资源要素和比较优势的双重约束下实现城市化与经济增长的可持续发展?这些问题以及其他一些相关的问题都依然处于争执之中。本文试图通过分析城市化与经济增长的关系来详细阐述处于不同城市化阶段的城市经济增长的差异化、需求结构和发展型式，为区域城市经济发展的政策选择提供依据。

二 城市化与经济增长关系研究综述

国内外关于城市化与经济增长之间的关系的研究表明，城市化与经济增长之间存在紧密联系，且具有正相关关系。国内学者周一星，对此进行验证，发现城市化与经济增长存在十分明显的对数关系［1］。Henderson进一步计算出以人均GDP对数变量为代表的经济增长与城市化之间的相关系数为0．85［2］。奥沙利文认为地区的比较优势使地区间贸易变得有利可图，所以地区间贸易促进了市场城市的发展，由此而产生的产业群聚性促进了大城市的发展［3］。中国经济增长与宏观稳定课题组认为，城市化具有积聚效应和成本上升作用，其积聚效应对工业和服务业竞争力产生正向效应，其工资成本效应对工业和服务业竞争力产生负向效应，住房成本对服务业竞争力产生负向效应。其影响的大小取决于城市化的模式［4］。陆铭、陈钊从城市化以及城市倾向的经济政策两方面对经济增长中的城乡收入差距进行了研究［5］。晏维龙、韩耀和杨益民从商品流通视角考察了城市化与经济增长的作用，他们认为城市的发展促使了简单商品流通向发达商品流通的发展，而城市化水平的差异是造成流通水平差异的一个重要原因［6］。但上述对城市化与经济增长关系的研究均以全球城市为样本，忽略了城市化与经济增长的地区特殊性。其次，上述研究方法采用时间序列和横截面数据，本文则采用Markov随机理论进行研究从两方面综合考虑;最后，本文从投入产出体系视角对城市化与经济增长关系加以研究。

三 中国城市化与经济增长关系及其特征

（一）研究方法与对象

中国城市化与经济增长关系的研究对象选定为48个市辖区。其选取标准为:29个省会城市（未包括海口和拉萨）、4个经济特区（深圳、珠海、汕头、厦门）、10个沿海开放城市（大连、秦皇岛、烟台、青岛、连云港、南通、宁波、温州、湛江、北海）、3个沿江城市（岳阳、九江、芜湖）和2个重点城市（苏州、无锡），总计48个样本城市。

中国城市化转变时期划分依据采用钱纳里在《工业化与经济增长的比较研究》一书中关于结构转变过程的时期划分标准［7］。由于给出的标准为1964年和1970年人均美元，本文首先通过美国CPI－W数据进行换算，以上一年为基准年，其换算因子分别为2．5（1982），1．27（1989），1．18（1994），1．7（1999），1．9（2004）和 2．1（2008）。在此基础上，通过人民币汇率12个月中间价的平均值为标准进行换算，1989年，1994年，1999年，2004年和2008年的换算因子分别为3．765 1，8．674 2，8．278 5，8．276 9和7．063 9。通过对48个样本城市的市辖区1988－2008年人均收入进行汇总，将人均收入时间序列分为1989－1998（其中缺失1992年数据，根据经济发展趋势可以看出，在一定程度上低估了第一阶段的人均GDP），1994－2003，1999－2004年期间。通过几何平均值计算得出，前三个阶段人均收入分别接近1994年，1999年和2004年数据。此外，我们假设第四个阶段为2004－2013年期间，其平均值为2008年数据。用四个时间段的平均人均收入来代表48个样本城市20年的时间段的城市化与经济增长关系及其特征。参见表1。

表1 中国城市化时期划分标准 单位:元

（二）中国城市化与经济增长关系的分布特征

采用上述中国城市化时期划分依据，对48个样本城市化与经济增长分布及其特征进行分析。由上述分析可以得出:中国城市经济增长分布于不同城市化时期，同时，呈现出低位稳定型、低位波动型、中间稳定型、中间波动型、中间持续型、高稳定型、高位波动型和高位持续型等8类总体特征12类具体变迁特征，具体可参见表2。

表2 中国城市结构转变类型及其特征

其次，观察到处于高位的城市化类型无论是稳 定型、波动型还是持续型，除珠海市以外，全部市辖区都是年末非农业人口100万以上的城市。一定程度上，可以认为通过进一步人口城市化扩张和经济城市化的调整，可以推动中国城市经济持续发展。

在城市结构转变时期及其特征分析基础上，我们将描绘多城市变迁轨迹，目的是为了模拟中国整体城市结构转变轨迹，即平均或标准的变迁轨迹。由上述可知，1988－2008年21年间中国城市结构变迁经历了五个时期（城市化一期——五期），呈现出低稳定型、低位波动型、中间稳定型、中间波动型、中间持续型、高稳定型、高位波动型和高位持续型八类特征。依此描绘出了48个样本城市的城市化整体变迁轨迹（其中数据为各个样本城市的10年均值点），见图1。

图1 中国城市化与经济增长的关系

通过上图我们进一步进行时间序列拟合，城市化进程中多城市经济增长分布呈现出二次多项式特征。结果如下:

（三）中国城市化与经济增长的分布流动性

为了进一步研究中国城市化与经济增长的关系，我们对中国城市化与经济增长的分布流动性进行考察。最先开展这种分布动态研究的是Quah和Pittau等人［8－11］，其分布动态模型主要包括马尔科夫链和随机核估计。

本文采用Markov转换概率矩阵来说明。将人均市辖区GDP视为离散的马尔科夫过程，将各市辖区经济水平离散化为k种类型，然后计算各类市辖区的概率分布及时期变化，得到近似市辖区经济水平演变整个过程的转移概率矩阵，通常用Mt（k×k）表示，其中的元素Pij（=nij/ni）表示初始年份属于类型i的市辖区在s年后转移到j类型的一步转移概率。其中nij表示在整个考察期内，由初始年份属于i类型的市辖区在s年后转移为j类型的市辖区数量之和，ni表示所有年份中属于类型i的市辖区数量之和。

根据整个考察时期1989－2008年期间的中国城市（市辖区）经济结构转变的分布状况，从分布动态的稳定性及样本数量角度考虑，选取的考察年份为1989年、1994年、1999年、2004年和2008年。按照钱纳里结构转变时期标准，将各市辖区经济水平离散化为5种类型，人均GDP小于城市化一期收入水平为类型1，以此类推。基于马尔科夫链分析方法得到描述中国城市经济结构转变动态分布的转移概率矩阵，见表3。

表3 中国城市结构转变动态分布的转移概率矩阵

对角线上的元素表示在整个时间间隔的考察期内经济类型没有发生变化的概率，非对角线上的元素表示在考察期的经济类型之间发生的转移的概率。考察时期内，处于城市化一期类型的概率为0．38，向城市化二期水平转移的概率为0．62。这说明中国城市化一期的市辖区经济结构发生了很大的转变，经济水平有了极大的提高。从转换概率矩阵的整体来看，分析发现，城市化三期是中国城市经济发展的转折点。在这之前，对角线上的元素小于非对角线上的元素，说明城市化发展的稳定性不是很强;在这之后，对角线上的元素明显大于非对角线上的元素，说明中国城市经济发展进入高稳定期，向更高城市化时期的结构转变比较困难，尤其是处于城市化五期的市辖区。此外，在城市化二期和城市化五期分别发生了向下转移的概率，并且，城市化结构转变时期越高，向下转移的概率也越高。

四 中国城市化与经济增长型式

上述不同城市化结构转变时期经济增长的分布特征、流动性和稳定性差异的内在原因是城市经济发展模式的异质性和非均衡性。因此，我们有必要进一步对中国城市化与经济增长模式加以研究。

（一）基于城市投入产出体系的经济增长标准解式

1．假设前提

（1）假定一定时期（一年内）各地区技术不变，产业结构比例不变。即各省份2007年投入产出表可以作为2008年各样本城市社会核算矩阵的基础。

（2）假定同一省内各样本城市的技术发展、消费理念和文化等基础相类似。

（3）假定政府消费、投资消费（固定资产投资和存货增加）、贸易和其他在城镇和农村之间的比例为 9∶1。

（4）假定各样本城市三产业比重的变化与居民消费、政府消费、投资消费、贸易和其他等各项同比例变化。即说明产业比重的不同是由于居民消费、政府消费、投资消费、贸易和其他等各项变化所引致的。

2．数据基础

在前提假设基础上，我们采用各省市（直辖市）2007年的投入产出表和《中国城市统计年鉴2009》作为样本城市总需求分解的数据来源。

首先，我们对不同省市（直辖市）投入产出表进行六部门划分。六部门包括农业、采掘业、制造业、电气热水（电力、燃气、热力和水）业、建筑业和服务业。在总产出中去除农村消费，同时按照10%的比例缩减政府消费、投资消费、贸易和其他，增加值按不同部门进行缩减，缩减数为农村对六部门消费的数据。

其次，在上述数据处理之后，我们求解各项与总产出比例。并求解各项与增加值比例，以及行业内投入产出比（主要指采掘业、制造业、电气热水业和建筑业）。

再次，用上述比例乘以各样本城市2008年人均收入（人均地区生产总值）。在此基础上，根据各样本城市的产业比（第一、二、三产业比重）和各省平均劳动报酬比例两项进行相应调整。最后得出基于人均地区生产总值的各市辖区总需求和增加值，以及相应分解项。

最后，由于部分省份投入产出数据的缺失，我们只研究了48个市辖区中的33个城市的数据资料。需说明，所选样本城市除汕头市以外均处于结构转变第三、四和五期。

3．标准解式

在上述假设的基础上，我们得出基于城市投入产出体系的城市化与经济增长的标准解式（按2008年的不变价格计算）。如表4、表5、表6。

表4 多城市模型的标准解式:基准收入水平3（人均36 664元） 单位:元

表5 多城市模型的标准解式:基准收入水平4（人均59 250元） 单位:元

表6 多城市模型的标准解式:基准收入水平5（人均94 520元） 单位:元

（二）中国城市化与经济增长型式

在进行更为细致的分析之前，我们先一般地考察城市结构转变的总过程。我们分别对基准收入水平5与基准收入水平3、基准收入水平4与基准收入水平3的6部门经济结构做了比较。为了突出结构转变，表中的每一项都被表示为国内生产总值的百分比。这样，从低基准收入水平到高基准收入水平的各部门总产出增量，仍就等于方程（2）的3个因子之和。其中Xj为产出，Xij为使用部门j对生产部门 i的商品使用，Ei为出口，Mi为进口，Wi为∑iXij，D表示国内最终需求，Ti为资本流入。

从转型时期城市化结构转变基准收入水平5与基准收入水平3比较可以看出:尽管总增加值不变，始终保持100%，然而总产出由市辖区生产总值的404%增加到480%，反映出国内贸易、国际贸易以及中间使用量相对增加，中间使用量的增加全部由制造业产品的中间使用量增加引起，相对增加了80%，而农业和采掘业的中间使用量反而出现相对减少，其中采掘业的中间使用量相对减少了55%。以采掘业为主的国内和国际贸易分别相对增加了29%和24%。以投资和居民需求的减少为主要原因的最终需求相对减少了12%，其中农业（食品）支出份额发生了减少，产生恩格尔效应。

从转型时期城市化结构转变基准收入水平4与基准收入水平3比较可以看出:总产出由市辖区生产总值的404%增加到416%，反映出中间需求相对增加12%，全部由国内需求增加引起，其中包括以投资需求为主的最终需求相对增加26%，以采掘业为主的国内贸易相对增加了25%。中间需求反而出现了减少，主要是对采掘业中间需求相对减少45%引起。制造业中间需求没有明显变化。

制造业份额减少的主要原因是，中间需求份额的相对减少占制造业产出份额相对减少的43%，而最终需求份额的相对减少占50%。我们将中间需求减少的原因分别归于最终需求和贸易变动，最终需求变动达到制造业产出份额减少的73%。这一结论再一次验证了恩格尔效应，而并非钱纳里对于恩格尔效应的修正。

上述研究表明，如果把基准收入水平3、4、5分别看做是中国城市化发展的初期、中期和后期，则初期（基准收入水平3）的城市化为资源型城市化。初期城市化转变过程中，矿产资源的使用相对中期中间使用量增加了45%，相对于后期中间使用量增加了55%。中期（基准收入水平4）的城市化则为消费型城市化。最终需求消费相对于初期增加了26%，相对于后期增加了37%，并且最终消费需求中主要贡献来源于投资需求。此外，制造业中间使用的增加也有73%来源于最终需求的贡献。后期（基准收入水平5）的城市化称为贸易型城市化。这一时期城市化产出相对初期增加110%，制造业中间需求占到了80%左右。理论上，中间需求增加一方面依赖于产品多样化引致需求增加，另一方面是由于技术提高。从上述可以看出，最终需求并没有引致的中间需求的增加，而是导致贸易增加。但同时也注意到，后期比较优势更多贡献依然来自于资源禀赋。总体来说，中国城市化发展呈现粗放式发展模式。见表7。

表7 中国城市经济增长型式

此外，中国城市化中期最终需求对于城市化的贡献力不足。中期与初期相比较，市辖区产出增加仅为12%（404%增加到416%）。而后期与中期相比较，中国城市化依赖比较优势（贸易）变化引起的市辖区产出增加了64%（416%增加到480%）。这在某种程度上说明，我国未来城市化发展，要通过提高技术和创新能力来释放，但对于即将来临的中国城市化来说，又存在极大风险。中国城市化是农村大量剩余劳动力的释放，知识存量和溢出效应很小。因此，我们应该一方面进一步提升制造业来解决中国城市化问题，但另一方面应该加大对服务业的支持和改善。从中国城市化发展的三个时期来看，服务业处于波动发展趋势，三期93%（404%），四期110%（416%）和五期97%（480%）。

综上所述，我们可以得出需求观视角下，中国城市化发展型式主要为:初期（三期）城市化发展的显著特征主要体现在初级产品在中间使用中的比重较大，中间使用、最终需求和贸易介于中期和后期;中期（四期），伴随着投资需求尤其是建筑业投资需求引致的最终需求为主导的城市化发展;后期（五期），伴随着资源禀赋引致的国内贸易和国外贸易为主导的城市化发展。

五 总结

目前区域城市化进程中的经济增长方式与资源禀赋和比较优势之间客观上存在着种种矛盾与胁迫作用。未来区域城市化发展将不可避免地面临越来越严重的资源要素短缺的限制。城市化既可能是无可比拟的未来之光明前景所在，也可能是前所未有的灾难之凶兆。所以，未来会怎样就取决于我们今天的所作所为。这种情况对于处在高速城市化进程中的中国来说，正面临着日益艰难的选择。通过本文研究表明，由于城市资源禀赋、社会、文化、历史等也存在异质性，中国不同城市化阶段，经济发展水平的非均衡性，产业结构的差异化，致使我国不同城市或地区不适合采用完全统一的城市化转型选择。对于处于城市化第三阶段的城市而言，其经济增长主要依靠资源禀赋的比较优势，由此应该提高资源利用率来保持经济可持续增长;对于城市化四期的以固定资产投资需求为主的经济发展型式，应该通过技术创新和制度创新来完善制造业和服务业的发展;对于城市化五期的国内外比较优势尤其国际贸易为主的经济增长型式，应该提高出口产品的附加值和采用迂回生产链条来促进经济增长。

［1］周一星．城市地理学［M］．北京:商务印书馆，1997．

［2］Henderson J Vernon．How Urban Concentration Affects Economic Growth［EB/OL］．The World Bank Policy Research Working Paper，2000，No．2326，Washington D．C．http://www － wds．worldbank．org．2000 －05 －25．

［3］阿瑟·奥沙利文．城市经济学［M］．北京:中信出版社，2003．

［4］中国经济增长与宏观稳定课题组．城市化、产业效率与经济增长［J］．经济研究，2009（10）:4－21．

［5］陆 铭，陈 钊．城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距［J］．经济研究，2004（6）:50－58．

［6］晏维龙，韩 耀，杨益民．城市化与商品流通的关系研究:理论与实证［J］．经济研究，2004（2）:75 －83．

［7］钱纳里 H，鲁宾逊 S，赛尔奎因 M．工业化与经济增长的比较研究［M］．北京:三联书店，1989．

［8］Quah DT．Empirical cross－section dynamics in economic growth［J］．European Economic Review，1993（37）:427 －443．

［9］Quah DT．Empirics for growth and distribution:Stratification，polarization and convergence clubs［J］．Journal of Economic Growth，1997（2）:27－59．

［10］Pittau Zelli．Income dynamics across EU regions:Empirical evidence from Kernel Estimation［OL］．www．h．scb．se/scb/Projekt/iariw/program/8Amgrz．pdf，2002．1 －28．

［11］李国平，陈晓玲．中国省区经济增长空间分布动态［J］．地理学报，2007（10）:1051－1062．

On the Relationship between Urbanization and Economic Growth in China

WANG Wen－qin1，WANG Cheng－jun1，LIU Da－long2
（1．Department of Management Science and Engineering，Xi’an University of Architecture and Technology，Xi’an 710055，China;2．Department of Architecture，Xi’an University of Architecture and Technology，Xi’an 710055，China）

The paper attempts to illustrate the relationship between China’s urbanization and economic growth through the analysis of distribution pattern，distribution feature and development type of the urbanization and economic growth，thus to provide the basis for urbanization transformation．The study shows that the relationship between urbanization and economic growth is the quadratic polynomial，and at the same time，the different phases of urbanization have different distribution features of economic growth;besides，with the ascension of urbanization phase，the stability of urban economic growth increases first and then decreases;finally，the different phases of urbanization ask for different demand structures and economic growth models．

urbanization;urban economic growth;distribution features;growth type;China

（责任编辑 郭庆华）

F299．23

A

1000－5935（2011）02－0123－06

2010－12－15

陕西省榆林市科技计划项目“能源富集型城市创新转型战略方法研究”;陕西省科技厅软科学项目“区域型产学研合作模式设计与实证分析——以陕西为例”［SF0813（2）］

王稳琴（1978－），女，山西平陆人，西安建筑科技大学管理学院博士研究生，主要从事项目管理和城市管理研究;王成军（1964－），男，吉林镇赉人，西安建筑科技大学管理学院教授，博士生导师，主要从事决策支持系统、人力资源管理和环境经济学研究。

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