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摘要：本文旨在研究人口城市化与经济增长的关系，并通过相关数据建立计量模型，得出结论：我国人口城市化与经济增长间存在长期稳定的均衡关系；经济增长对人口城市化有明显的促进作用，但人口城市化对经济增长的拉动作用并不显著。
关键词：经济增长；人口城市化；因果检验
一、引言
城市化作为一种内涵丰富的概念，是人类制度方面重要的创新。它是由农业为主的传统乡村社会向以工业和服务业为主的现代城市社会逐渐转变的历史过程。城市化是一种复杂的社会经济现象，有多方面的因素影响其发展，其中起决定性作用的是经济因素。经济发展是城市化的根本动力，是城市产生和发展的基础，而城市化水平的提升又能扩大城市有效需求，吸纳农村剩余劳动力，促进产业结构调整和市场经济提升，从而带动经济发展。经济发展与城市化必须同步提高，过度城市化与过低城市化都会使城市向不健康的方面发展。人口城市化主要是按照人口在城市的比重来分析城市化的一个分支。
城市化作为一种内涵丰富的概念，是人类制度方面的重要创新。人口城市化是城市化发展的重要因素，主要是按照人口在城市的比重来分析城市化发展水平。截止2013年底，中国城市人口达到7.31亿，人口城市化提高至53.73%，达到世界平均水平。但是，人口城市化并非越高越好，其增长速度要与经济发展的阶段、程度及其吸纳的农村人口就业的能力相适应，否则会影响经济的健康发展。
Weber A F（1962）最早从劳动力、技术、运输等因素证明了人口城市化对经济增长的作用机理[1]。P Bairoch（1988）从城市的起源角度分析了城市化对经济发展、创新的作用，认为工业革命从根本上促进了城市化的进程[2]。L Bertinelli和D Black（2004）认为生产率取决于人力资本的累计，分别从动态和静态的角度论证了经济增长是人口城市化的动机[3]。赵金华等（2009）采用面板数据分析1990-2005年各类型省（区）的城镇化影响因素及其差异，证明了经济发展水平和非农业就业比重对城镇化水平有显著的影响[4]。陈凤桂等（2010）以人口城镇化和土地城镇化为切入点衡量我国城镇化，从时间和空间的角度进行实证分析，证明在人口城镇化和土地城镇化指数持续上升的同时，二者间协调发展的空间格局水平偏低、阶段差距大[5]。程莉和周宗设（2014）基于VAR模型，通过考察我国人口城镇化与经济城镇化的发展历程与协调关系，说明人口城镇化于经济城镇化存在一定偏差，其主要原因归结于我国工业化进程中产业结构与就业结构存在偏差[6]。
基于以上学者对人口城市化与经济增长关系的研究，本文选择建立人口城市化与经济要素之间的计量模型，最后对实证结果进行解释。
二、我国人口城市化发展现状
新中国成立后，我国人口城市化水平迅猛增长，城市数量由最初的193个上升到660个，城市经济对我国的GDP贡献率已经超过70%。图1为1987-2013我国人口城市化水平走势图，从图中我们可以看出，我国的人口城市化水平从1987年开始呈上升趋势，逐年递增。2011年城市化水平首次超过50%，城镇人口首次超过农村人口并持续增长。至2013年底，已达到53.73%，说明我国人口城市化发展进入了一个全新阶段。
三、中国人口城市化率与经济增长相互关系的实证研究
（一）指标的选取及说明
本文运用“城镇人口占总人口比重”（单位：%）来反映人口城市化，记为xt。对于经济增长的指标，本文中选取“人均GDP”（单位：元/人）来反映经济增长，剔除了人口规模对经济的影响，记为yt。同时，为了消除异方差性，对全部指标数据进行自然对数处理，记为Lnyt和Lnxt。以上实证研究数据均来自《中国统计年鉴》（2014）。
1、单位根检验。运行Eviews 8.0，利用ADF单位根法对人均GDP（Lnxt）和人口城市化指标（Lnyt）做单位根检验。其中，滞后阶数利用SC准则选取。检验结果表明，Lnyt和Lnxt的二阶差分均通过5%下检验，为二阶单整序列，即Lnyt～I（2）， Lnxt～I（2）。
2、协整检验。对人口城市化水平与人均GDP进行协整检验，首先Lnxt对Lnyt的回归方程用OLS方法估计。
经检验的估计结果如式（1）所示：
R2=0.9521，表明变量Lnxt可以解释95.21%的变量Lnyt，并且模型的拟合效果非常好；两个变量呈高度相关，回归方程高度显著。
通过检验残差项 是否平稳，即 是否 序列。ADF检验统计量明显小于显著性水平为1%、5%的临界值，估计残差序列 为平稳序列，即 。表明Lnxt与Lnyt之间存在协整关系，人口城市化与经济增长之间存在长期动态均衡关系。这种动态均衡关系说明我们研究的这一时期我国经济增长和人口城市化之间呈现出一定的协调性。
3、误差修正模型。协整关系只反映变量之间的长期均衡关系，为弥补长期静态模型的不足，可通过短期动态模型反映短期偏离长期均衡的修正机制。建立人口城市化与经济增长之间的误差修正模型。如表1所示：
表1 ECM估计及相关检验结果
可得Δ2Lny=0.3696Δ2Lnx+0.7443-0.5687Ecmt-2。表2中可以看出模型AIC值和SC值分别为-5.051452、-4.866866，两者都较小，表明模型的整体效果较好，从因变量系数来看，数值大小为0.3696，说明人均GDP增长率增长1%，会带动人口城市化率增长率增长0.37%，其次误差修正系数通过检验，且修正系数为负，说明误差修正系数对经济产出的增长起加强作用，也就是说当短期经济增长变弱，长期对短期有一个刺激作用，将刺激经济增长，这里误差修正系数为-0.5687，表明误差修正项纠正上一期非均衡状态的程度为0.5687%，调整方向为正且力度比较大。 4、Granger因果检验。用格兰杰因果检验，建立人口城市化水平（Lnyt）与人均GDP（Lnxt）之间的模型，对参数利用普通最小二乘法（OLS）进行估计，取6为最大滞后阶数，得到检验结果。结果表明：滞后4期时，Lnxt不是Lnyt的格兰杰原因的p值为0.048，在5%水平下显著，拒绝原假设，说明我国经济增长对人口城市化水平提高的效应在滞后4年时明显，可以说人均GDP是人口城市化水平的格兰杰原因；而无论滞后几期，Lnyt不是Lnxt的格兰杰原因的概率都比较大，说明我国人口城市化水平的提高对经济增长有一定的推动作用，但效果不明显。
四、结论
本文根据1987-2014年的时序数据，利用协整检验、误差修正模型及格兰杰因果检验，对中国人口城市化水平与人均GDP进行动态计量分析。结果发现，人口城市化与经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系：经济增长对人口城市化有明显的促进作用，但人口城市化对经济增长的拉动作用并不显著。
根据上述结论，本文用一下三点解释相关的原因：
第一，人口城市化水平与经济增长之间存在着比较密切的相关性。从1987年以来的时间序列数据的描述性分析显示，人口城市化发展的水平伴随着经济发展的水平，两者之间呈协调的正相关关系。
第二，经济的增长会促进人口城市化的发展，本文的结论在一定程度上验证了人们的感觉，并且得出经济增长对于人口城市化的发展更重要的是长期的影响。经济增长引起的需求变化和产业结构调整会促进农村人口向城镇迁徙，进而促进经济社会全方位的进步，工业和服务业得到很大发展，使得人口城市化得到比较大的发展。
第三，人口城市化的发展也会反作用于经济的增长。人口城市化主要通过转移农村剩余劳动力、促进农业的现代化发展，达到城市反哺农村的作用。人口城市化的发展也会促使产业结构调整，增大服务业对经济增长的拉动作用，也会在一定程度上使经济增长向更好更快更合理的方向发展。
在21世纪的发展中，我国的人口城市化是世界城市发展的焦点之一，我国的人口城市化发展既面临着很好的机遇，也将迎来更大的挑战。本研究以后的方向将从人口城市化与经济增长的计量模型和促进人口城市化带动经济增长的其他因素等方面来进行。
参考文献：
[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]赵金华等.我国省（区）人口城镇化水平与速度的类型特征及影响因素[J].城市发展研究，
2009，（9）：54-60.
[5]陈凤桂等. 我国人口城镇化与土地城镇化协调发展研究[J].人文地理，2010，（5）：53-58.
[6]程莉，周宗社. 人口城镇化与经济城镇化的协调与互动关系研究[J].理论月刊，2014，（1）：119-122.
关键词：经济增长；人口城市化；因果检验
一、引言
城市化作为一种内涵丰富的概念，是人类制度方面重要的创新。它是由农业为主的传统乡村社会向以工业和服务业为主的现代城市社会逐渐转变的历史过程。城市化是一种复杂的社会经济现象，有多方面的因素影响其发展，其中起决定性作用的是经济因素。经济发展是城市化的根本动力，是城市产生和发展的基础，而城市化水平的提升又能扩大城市有效需求，吸纳农村剩余劳动力，促进产业结构调整和市场经济提升，从而带动经济发展。经济发展与城市化必须同步提高，过度城市化与过低城市化都会使城市向不健康的方面发展。人口城市化主要是按照人口在城市的比重来分析城市化的一个分支。
城市化作为一种内涵丰富的概念，是人类制度方面的重要创新。人口城市化是城市化发展的重要因素，主要是按照人口在城市的比重来分析城市化发展水平。截止2013年底，中国城市人口达到7.31亿，人口城市化提高至53.73%，达到世界平均水平。但是，人口城市化并非越高越好，其增长速度要与经济发展的阶段、程度及其吸纳的农村人口就业的能力相适应，否则会影响经济的健康发展。
Weber A F（1962）最早从劳动力、技术、运输等因素证明了人口城市化对经济增长的作用机理[1]。P Bairoch（1988）从城市的起源角度分析了城市化对经济发展、创新的作用，认为工业革命从根本上促进了城市化的进程[2]。L Bertinelli和D Black（2004）认为生产率取决于人力资本的累计，分别从动态和静态的角度论证了经济增长是人口城市化的动机[3]。赵金华等（2009）采用面板数据分析1990-2005年各类型省（区）的城镇化影响因素及其差异，证明了经济发展水平和非农业就业比重对城镇化水平有显著的影响[4]。陈凤桂等（2010）以人口城镇化和土地城镇化为切入点衡量我国城镇化，从时间和空间的角度进行实证分析，证明在人口城镇化和土地城镇化指数持续上升的同时，二者间协调发展的空间格局水平偏低、阶段差距大[5]。程莉和周宗设（2014）基于VAR模型，通过考察我国人口城镇化与经济城镇化的发展历程与协调关系，说明人口城镇化于经济城镇化存在一定偏差，其主要原因归结于我国工业化进程中产业结构与就业结构存在偏差[6]。
基于以上学者对人口城市化与经济增长关系的研究，本文选择建立人口城市化与经济要素之间的计量模型，最后对实证结果进行解释。
二、我国人口城市化发展现状
新中国成立后，我国人口城市化水平迅猛增长，城市数量由最初的193个上升到660个，城市经济对我国的GDP贡献率已经超过70%。图1为1987-2013我国人口城市化水平走势图，从图中我们可以看出，我国的人口城市化水平从1987年开始呈上升趋势，逐年递增。2011年城市化水平首次超过50%，城镇人口首次超过农村人口并持续增长。至2013年底，已达到53.73%，说明我国人口城市化发展进入了一个全新阶段。
三、中国人口城市化率与经济增长相互关系的实证研究
（一）指标的选取及说明
本文运用“城镇人口占总人口比重”（单位：%）来反映人口城市化，记为xt。对于经济增长的指标，本文中选取“人均GDP”（单位：元/人）来反映经济增长，剔除了人口规模对经济的影响，记为yt。同时，为了消除异方差性，对全部指标数据进行自然对数处理，记为Lnyt和Lnxt。以上实证研究数据均来自《中国统计年鉴》（2014）。
1、单位根检验。运行Eviews 8.0，利用ADF单位根法对人均GDP（Lnxt）和人口城市化指标（Lnyt）做单位根检验。其中，滞后阶数利用SC准则选取。检验结果表明，Lnyt和Lnxt的二阶差分均通过5%下检验，为二阶单整序列，即Lnyt～I（2）， Lnxt～I（2）。
2、协整检验。对人口城市化水平与人均GDP进行协整检验，首先Lnxt对Lnyt的回归方程用OLS方法估计。
经检验的估计结果如式（1）所示：
R2=0.9521，表明变量Lnxt可以解释95.21%的变量Lnyt，并且模型的拟合效果非常好；两个变量呈高度相关，回归方程高度显著。
通过检验残差项 是否平稳，即 是否 序列。ADF检验统计量明显小于显著性水平为1%、5%的临界值，估计残差序列 为平稳序列，即 。表明Lnxt与Lnyt之间存在协整关系，人口城市化与经济增长之间存在长期动态均衡关系。这种动态均衡关系说明我们研究的这一时期我国经济增长和人口城市化之间呈现出一定的协调性。
3、误差修正模型。协整关系只反映变量之间的长期均衡关系，为弥补长期静态模型的不足，可通过短期动态模型反映短期偏离长期均衡的修正机制。建立人口城市化与经济增长之间的误差修正模型。如表1所示：
表1 ECM估计及相关检验结果
可得Δ2Lny=0.3696Δ2Lnx+0.7443-0.5687Ecmt-2。表2中可以看出模型AIC值和SC值分别为-5.051452、-4.866866，两者都较小，表明模型的整体效果较好，从因变量系数来看，数值大小为0.3696，说明人均GDP增长率增长1%，会带动人口城市化率增长率增长0.37%，其次误差修正系数通过检验，且修正系数为负，说明误差修正系数对经济产出的增长起加强作用，也就是说当短期经济增长变弱，长期对短期有一个刺激作用，将刺激经济增长，这里误差修正系数为-0.5687，表明误差修正项纠正上一期非均衡状态的程度为0.5687%，调整方向为正且力度比较大。 4、Granger因果检验。用格兰杰因果检验，建立人口城市化水平（Lnyt）与人均GDP（Lnxt）之间的模型，对参数利用普通最小二乘法（OLS）进行估计，取6为最大滞后阶数，得到检验结果。结果表明：滞后4期时，Lnxt不是Lnyt的格兰杰原因的p值为0.048，在5%水平下显著，拒绝原假设，说明我国经济增长对人口城市化水平提高的效应在滞后4年时明显，可以说人均GDP是人口城市化水平的格兰杰原因；而无论滞后几期，Lnyt不是Lnxt的格兰杰原因的概率都比较大，说明我国人口城市化水平的提高对经济增长有一定的推动作用，但效果不明显。
四、结论
本文根据1987-2014年的时序数据，利用协整检验、误差修正模型及格兰杰因果检验，对中国人口城市化水平与人均GDP进行动态计量分析。结果发现，人口城市化与经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系：经济增长对人口城市化有明显的促进作用，但人口城市化对经济增长的拉动作用并不显著。
根据上述结论，本文用一下三点解释相关的原因：
第一，人口城市化水平与经济增长之间存在着比较密切的相关性。从1987年以来的时间序列数据的描述性分析显示，人口城市化发展的水平伴随着经济发展的水平，两者之间呈协调的正相关关系。
第二，经济的增长会促进人口城市化的发展，本文的结论在一定程度上验证了人们的感觉，并且得出经济增长对于人口城市化的发展更重要的是长期的影响。经济增长引起的需求变化和产业结构调整会促进农村人口向城镇迁徙，进而促进经济社会全方位的进步，工业和服务业得到很大发展，使得人口城市化得到比较大的发展。
第三，人口城市化的发展也会反作用于经济的增长。人口城市化主要通过转移农村剩余劳动力、促进农业的现代化发展，达到城市反哺农村的作用。人口城市化的发展也会促使产业结构调整，增大服务业对经济增长的拉动作用，也会在一定程度上使经济增长向更好更快更合理的方向发展。
在21世纪的发展中，我国的人口城市化是世界城市发展的焦点之一，我国的人口城市化发展既面临着很好的机遇，也将迎来更大的挑战。本研究以后的方向将从人口城市化与经济增长的计量模型和促进人口城市化带动经济增长的其他因素等方面来进行。
参考文献：
[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]赵金华等.我国省（区）人口城镇化水平与速度的类型特征及影响因素[J].城市发展研究，
2009，（9）：54-60.
[5]陈凤桂等. 我国人口城镇化与土地城镇化协调发展研究[J].人文地理，2010，（5）：53-58.
[6]程莉，周宗社. 人口城镇化与经济城镇化的协调与互动关系研究[J].理论月刊，2014，（1）：119-122.