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城市化是一种空间聚集现象，任何国家或地区的城市化水平与经济发展程度均密切相关。本文运用协整模型、误差修正模型、格兰杰因果关系检验等动态计量分析方法探讨我国城市化与经济增长间的协调机制，并在此基础上形成结论、提出对策。
胡锦涛同志在十八大报告中指出，要坚持走中国特色的城市化道路。李克强同志也强调，城镇化是我国最大的內需潜力所在。这无疑为我国进一步推进城市化建设提供了广阔空间。因此，准确理解城市化的经济含义，深刻认识我国城市化与经济增长的内在联系及相互作用机制是我国城市化建设站在新起点、谋划新蓝图的必要前提。
一、城市化的经济涵义
城市既是经济发展的动力，又是其发展的结果之一。各国现代化的实践证明，每个国家工业化的过程都伴随着城市化的发展。本文认为，城市化应具有以下几个方面的涵义：
1、城市人口比重提高、产业结构转换升级。即城市化的实质是农村剩余劳动力的转移问题，城市化的推进使得原来从事传统低效的第一产业劳动力转向现代高效的二、三产业。此外，产业结构升级转换使得国家创造财富的能力逐渐提高。
2、城市功能逐渐转变。随着城市化的深入，城市功能从单纯消费型逐渐转变为集生产（主要是第三产业）与消费为一体的市场化功能，从而形成强大的国内市场基础，支持经济的可持续增长。此外，城市作为经济耗散中心及物流中心，应具备连接城乡、实现全国区域发展战略的经济功能，并能作为国家实现全球发展战略及参与国际竞争的经济实体。
3、社会成本不断节约。即随着越来越多的农村人口聚集到城市，在城市向其提供现代化的生活生产条件和环境的成本将大大下降。而另一方面，农村未转移的农民所能利用的农村资源则相对扩大。
4、居民消费水平及整体素质不断提高、城市文明不断发展并向广大农村渗透和传播。即城市化使得大批低收入群体转变为高收入的居民群体，而先进的产业活动和较高的生活质量又促使人们的生活方式及价值观念发生重大变化，建立起根本区别于农业社会的新秩序，并将城市文明传播和渗透到广大农村，实现城乡一体化。
综上，城市化是乡村人口城市化和城市现代化的统一，是经济发展、城乡统筹、社会进步的综合表现。
二、时间序列数据实证分析
1、模型构建
变量介绍：G：全国总体人均GDP
Y：城市化水平（城市人口占总人口的比重）
GU：城市人均GDPGR：农村人均GDP
PU：城市人口数量PR：农村人口数量
条件假设：①、经济分为城市与农村两个部门
②、由城市人均GDP的变动和农村人均GDP的变动引起的全国人均GDP的变动总是占全国人均GDP总是占全国人均GDP总变动额的固定比例。
③、城市人均GDP同农村人均GDP之差与全国人均GDP成正比。
则全国总体人均GDP可表示为：
G=GU·PU+GR·PRPU+PR=Y·GU+1-Y·GR（1）
城市化水平的变动可以表，示为由GU增长所引起的增加、由GR增长所引起
的增加及由△Y得增长所引起的增加三部分组成
其中b，d均为常数。（8）式说明城市化水平与人均GDP间存在对数曲线关系。
2、数据实证
1978-2011年中国城市化水平与全国人均GDP的时间数列散点图显示，我国城市化水平随着人均GDP的上升而上升，并且呈现明显的对数曲线趋势，符合前文的模型结论。进一步做实证分析得对数曲线方程：
UR= - 18.8338+6.16449*LN（PGDP）
根据各检验值可判断，该时间序列数据模型通过显著性检验，表明城市化与经济增长之间正相关，且经济增长对城市化的解释程度很高。
三、协整检验
该检验用于判定二者之间是否呈长期稳定的关系。若该两个时间序列的某种线性组合可以得到一个平稳的误差序列，则这两个时间序列存在长期稳定关系，即具有协整性。
为消除可能存在的异方差，对两指标取自然对数，分别记为LnUR、LnPG。
ADF检验表明，序列LnUR、LnPG均具有一阶单整性，进而采用Engle-Granger法检验两变量间的协整关系。首先用OLS方法估计变量LnUR对LnPG的回归：
LNUR=0.7069+0.2094*LNPGDP
由于D.W.=0.25，发现残差项具有较强的一阶自相关性，考虑加入适当的滞后项，得分布滞后模型：
LNUR=C（1）+C（2）*LNPGDP+C（3）*LNUR（-1）+C（4）*LNPGDP（-1）
EVIEWS对该模型的估计结果为：
LNUR=0.1789-0.0799*LNPGDP+0.9237*LNUR（-1）+0.0952*LNPGDP（-1）
且R2=0.9980，D.W.=1.60，LM（1）=1.62，LM（2）=2.58，自相关性消除，可初步认为LnUR与LnPG具有长期均衡关系。再对该分布滞后模型残差项进行稳定性检验，有：
E= - 0.51*E（-1）
R2=0.3028，D.W.=1.80，且T检验值小于5%显著性水平下的ADF临界值-1.96，表明LnUR与LnPG是（1，1）阶协整的，即上述分布滞后模型为它们长期的均衡关系。
四、格兰杰因果关系检验
该检验用于揭示变量间是否具有因果关系。需要指出的是，格兰杰因果关系检验对于滞后期长度的选择有时很敏感，不同的滞后期可能会得到完全不同的检验结果，因此，本文将最大滞后阶数取为5，以便能够更加客观地判断二者的因果关系。
用EVIEWS进行格兰杰检验，结果表明：滞后1期及滞后2期的AIC值相对较大。总的来看，LnPGDP不是LnUR的格兰杰原因的概率均小于10%，说明我国经济增长对城市化水平提高的效应显著，可判断我国人均GDP是城市化水平的格兰杰原因；而LnPG不是LnUR的格兰杰原因的概率均超过了20%，最大值达到70%，说明我国城市化水平对经济增长有一定的促进作用，但前期效果并不明显。
综上，我国城市化水平与人均国内生产总值高度相关，两者之间存在着显著的正相关关系。且1978年以来中国经济增长对城市化的促进作用要明显强于城市化对经济增长的影响，而我国人均GDP是城市化水平的格兰杰原因这一结论正是有力的证据。城市化不可能脱离经济增长而独立存在，一个国家在其工业化进程中，只能通过不断调整产业结构、劳动力结构及提高生产率来提升人均GDP，从而实现可持续增长。另一方面，不断增进国民净福利是一个国家社会、经济发展的最终目标，经济增长是提升国民净福利的函数，而城市化又是实现该目标的重要手段。故，加快我国城市化发展、促进剩余劳动力转移是实现我国经济又快又好增长的首要策略。（作者单位：中共黔东南州委党校）
胡锦涛同志在十八大报告中指出，要坚持走中国特色的城市化道路。李克强同志也强调，城镇化是我国最大的內需潜力所在。这无疑为我国进一步推进城市化建设提供了广阔空间。因此，准确理解城市化的经济含义，深刻认识我国城市化与经济增长的内在联系及相互作用机制是我国城市化建设站在新起点、谋划新蓝图的必要前提。
一、城市化的经济涵义
城市既是经济发展的动力，又是其发展的结果之一。各国现代化的实践证明，每个国家工业化的过程都伴随着城市化的发展。本文认为，城市化应具有以下几个方面的涵义：
1、城市人口比重提高、产业结构转换升级。即城市化的实质是农村剩余劳动力的转移问题，城市化的推进使得原来从事传统低效的第一产业劳动力转向现代高效的二、三产业。此外，产业结构升级转换使得国家创造财富的能力逐渐提高。
2、城市功能逐渐转变。随着城市化的深入，城市功能从单纯消费型逐渐转变为集生产（主要是第三产业）与消费为一体的市场化功能，从而形成强大的国内市场基础，支持经济的可持续增长。此外，城市作为经济耗散中心及物流中心，应具备连接城乡、实现全国区域发展战略的经济功能，并能作为国家实现全球发展战略及参与国际竞争的经济实体。
3、社会成本不断节约。即随着越来越多的农村人口聚集到城市，在城市向其提供现代化的生活生产条件和环境的成本将大大下降。而另一方面，农村未转移的农民所能利用的农村资源则相对扩大。
4、居民消费水平及整体素质不断提高、城市文明不断发展并向广大农村渗透和传播。即城市化使得大批低收入群体转变为高收入的居民群体，而先进的产业活动和较高的生活质量又促使人们的生活方式及价值观念发生重大变化，建立起根本区别于农业社会的新秩序，并将城市文明传播和渗透到广大农村，实现城乡一体化。
综上，城市化是乡村人口城市化和城市现代化的统一，是经济发展、城乡统筹、社会进步的综合表现。
二、时间序列数据实证分析
1、模型构建
变量介绍：G：全国总体人均GDP
Y：城市化水平（城市人口占总人口的比重）
GU：城市人均GDPGR：农村人均GDP
PU：城市人口数量PR：农村人口数量
条件假设：①、经济分为城市与农村两个部门
②、由城市人均GDP的变动和农村人均GDP的变动引起的全国人均GDP的变动总是占全国人均GDP总是占全国人均GDP总变动额的固定比例。
③、城市人均GDP同农村人均GDP之差与全国人均GDP成正比。
则全国总体人均GDP可表示为：
G=GU·PU+GR·PRPU+PR=Y·GU+1-Y·GR（1）
城市化水平的变动可以表，示为由GU增长所引起的增加、由GR增长所引起
的增加及由△Y得增长所引起的增加三部分组成
其中b，d均为常数。（8）式说明城市化水平与人均GDP间存在对数曲线关系。
2、数据实证
1978-2011年中国城市化水平与全国人均GDP的时间数列散点图显示，我国城市化水平随着人均GDP的上升而上升，并且呈现明显的对数曲线趋势，符合前文的模型结论。进一步做实证分析得对数曲线方程：
UR= - 18.8338+6.16449*LN（PGDP）
根据各检验值可判断，该时间序列数据模型通过显著性检验，表明城市化与经济增长之间正相关，且经济增长对城市化的解释程度很高。
三、协整检验
该检验用于判定二者之间是否呈长期稳定的关系。若该两个时间序列的某种线性组合可以得到一个平稳的误差序列，则这两个时间序列存在长期稳定关系，即具有协整性。
为消除可能存在的异方差，对两指标取自然对数，分别记为LnUR、LnPG。
ADF检验表明，序列LnUR、LnPG均具有一阶单整性，进而采用Engle-Granger法检验两变量间的协整关系。首先用OLS方法估计变量LnUR对LnPG的回归：
LNUR=0.7069+0.2094*LNPGDP
由于D.W.=0.25，发现残差项具有较强的一阶自相关性，考虑加入适当的滞后项，得分布滞后模型：
LNUR=C（1）+C（2）*LNPGDP+C（3）*LNUR（-1）+C（4）*LNPGDP（-1）
EVIEWS对该模型的估计结果为：
LNUR=0.1789-0.0799*LNPGDP+0.9237*LNUR（-1）+0.0952*LNPGDP（-1）
且R2=0.9980，D.W.=1.60，LM（1）=1.62，LM（2）=2.58，自相关性消除，可初步认为LnUR与LnPG具有长期均衡关系。再对该分布滞后模型残差项进行稳定性检验，有：
E= - 0.51*E（-1）
R2=0.3028，D.W.=1.80，且T检验值小于5%显著性水平下的ADF临界值-1.96，表明LnUR与LnPG是（1，1）阶协整的，即上述分布滞后模型为它们长期的均衡关系。
四、格兰杰因果关系检验
该检验用于揭示变量间是否具有因果关系。需要指出的是，格兰杰因果关系检验对于滞后期长度的选择有时很敏感，不同的滞后期可能会得到完全不同的检验结果，因此，本文将最大滞后阶数取为5，以便能够更加客观地判断二者的因果关系。
用EVIEWS进行格兰杰检验，结果表明：滞后1期及滞后2期的AIC值相对较大。总的来看，LnPGDP不是LnUR的格兰杰原因的概率均小于10%，说明我国经济增长对城市化水平提高的效应显著，可判断我国人均GDP是城市化水平的格兰杰原因；而LnPG不是LnUR的格兰杰原因的概率均超过了20%，最大值达到70%，说明我国城市化水平对经济增长有一定的促进作用，但前期效果并不明显。
综上，我国城市化水平与人均国内生产总值高度相关，两者之间存在着显著的正相关关系。且1978年以来中国经济增长对城市化的促进作用要明显强于城市化对经济增长的影响，而我国人均GDP是城市化水平的格兰杰原因这一结论正是有力的证据。城市化不可能脱离经济增长而独立存在，一个国家在其工业化进程中，只能通过不断调整产业结构、劳动力结构及提高生产率来提升人均GDP，从而实现可持续增长。另一方面，不断增进国民净福利是一个国家社会、经济发展的最终目标，经济增长是提升国民净福利的函数，而城市化又是实现该目标的重要手段。故，加快我国城市化发展、促进剩余劳动力转移是实现我国经济又快又好增长的首要策略。（作者单位：中共黔东南州委党校）