中国城市化与经济发展水平关系研究时间： 2015-10-07信息来源：施建刚 王哲 作者：wl_admin 责编：
【摘 要】文章利用1970-2009年跨国面板数据，结合三次函数型和对数函数型拟合模型，实证研究了中国城市化与经济发展水平之间的关系。研究发现，1970年以来的中国城市化与经济发展进程基本符合国际一般规律，即中国的经济发展推动城市化正常发展;但由于认识偏差导致制度障碍，使中国的城市化水平滞后于经济发展水平。随着经济的不断发展，中国城市化水平的滞后并未表现出像通常认为的那样在逐步缩小，而是保持相对稳定不变的状态，滞后值为12.31%。在此基础上作者得出推论：中国这种整体下移的发展路径导致经济发展的低效率，并降低城市化水平的饱和值。
【关键词】城市化;经济发展;跨国数据;国际比较
一、问题的提出
新中国建立以来，中国城市化水平随着经济的快速增长得到了很大的提高，尤其在改革开放以后，城市化水平年均增长近1%，中国国家统计局发布的1995-2005年的城市化数据显示，中国城市化水平每年增长1.3%以上，2009年为46.59%，按照诺瑟姆的城市化阶段理论，中国城市化正处于加速发展阶段。这种伴随经济发展的城市化水平是否合理，相对于经济发展水平是超前还是滞后，学术界对此已进行了大量的研究。
从比较结果来看，在相当长的时间内，中国城市化滞后论占据主流(Young等，1998;Dong等，2000)，然而，随着研究进一步深入，滞后论开始受到中国城市化基本适度论者的质疑(周一星，2006)，少数研究者持中国城市化超前论的观点(邓宇鹏，1999;陆大道，2007);从比较标准来看，较早被引入城市化水平评价的是工业化标准(Konrad等，1977)，在实证中与工业化一起使用的还有人均收入标准、非农化指标(周一星，1982;白南生，2003)，而对于城市化水平的测度多采用城市化率，这个指标多直接引用自国家统计局(工业化与城市化协调发展研究课题组，2002;简新华、黄锟，2010)，但这个数据争议比较大，因此也有研究对其进行了修正(李文溥、陈永杰，2001;葛永军等，2003)。
从比较方法来看，最简单的方法就是选取同等发展程度或者相同发展阶段的有关指标的截面数据进行直接对比(熊俊，2009)，更为常见的是钱纳里-赛尔昆方法(简称钱塞方法)及其直接引用(Chenery等，1975;Zhao等，2009)，还有利用时间序列数据(王金营，2003)及较为少见的面板数据方法(chang等，2006)。
上述从不同角度采用不同方法对中国城市化水平的判断迥异，而城市化早在1998年就被中央赋予了在解决“三农”问题中的重要地位，“十五”计划中首次成为了国家的重要战略，并已被确认为国家下一阶段改革发展的主导战略，所以作为基本国情之一的城市化水平判断上的分歧会影响政府城市化战略决策的制定，进而影响到中国经济的持续增长。因此对城市化水平科学而合理的判断意义重大，这关系到国家以后若干年战略任务的实施。
鉴于上述认识，本文将采用长时间序列的跨国面板数据对中国城市化水平进行实证研究，试图通过研究世界各国的城市化与经济发展进程之间的一般对应关系来回答中国城市化水平的合理性问题。
二、城市化与经济发展水平的关系
(一)基本模型
在城市化国际比较中最常用的基本方法是截面比较，但如果考虑到与具体国家相联系的个体特征，估计结果可能有偏，因为在跨国分析中，截面分析的隐含假设是各个国家是同质的，而如果在跨国分析中采用反映个体效应的面板数据分析，则能够得到一致的估计结果(Islam，1995)。因此，为了进一步分析城市化与经济发展水平的关系，下面将采用面板数据进行研究，实证模型的基本形式为：
urbanit=c+β1yit-1+β2(yit-1)2+β3(yit-1)3+γXit-1+αi+εit (1)
这里的i和t分别指国家和年份。Urban指的是城市化水平，用城市人口占总人口的比例表示，y表示人均实际GDP对数，鉴于城市化与经济发展之间可能存在类似于诺瑟姆曲线的关系，考虑最简单的情形，即三次型。我们首要关注的是y、y2和y3的系数及其显著性。X指的是其他影响城市化的变量，根据城市化理论文献，分别纳入了产业结构、外向化程度、政府支出等变量。c、β、γ分别是待估参数，αi表示与特定国家相联系的包括自然条件、制度、文化等方面个体特征，εit表示随机扰动项。当个体效应αi是一个与解释变量相独立的随机变量时，这类模型成为随机效应模型;当个体效应是系统的、确定的，这个变量成为固定效应，αi可以逐一被估计出来。
1.城市化的实质是生产力变革引起的人口和经济向城市集中的过程，在生产方式上表现为产业结构的转移，城市化水平的上升主要依赖于二三产业比重的上升，为了反映这种变动，分别采用农业占GDP比重(agr)和服务业占GDP比重(serv)这两个指标。农业部分的转移能加速经济的集聚(Black等，1999)，并在一定程度上促进城市化(Davis等，2003)，因此预期农业占GDP比重下降，城市化水平将上升;服务业在经济中比例增加能提升分工的迂回度，进而提高生产效率，使经济集聚所发挥的规模效应越来越重要(Au等，2006)，因此预期服务业占GDP比重的增加能提升城市化水平。
2.一国的开放程度越高，尤其是出口的增加，其要素的吸纳力越强，从而有利于城市化进程的推进。例如，中国台湾和韩国的出口导向加速了其工业化进程，并带动城市化的发展;中国改革开放后沿海地区的快速城市化也能够说明这一点。实证研究也有这方面的证明(Moomaw等，1996)。为了表示这种作用，在分析中控制了出口与GDP比值(exp)，预期出口的增加将带动城市化水平的提高。
3.城市化的一个前提就是良好的基础设施，具有一定规模的城市对基础设施投资越大，城市吸引力和经济效益就越高，政府支出意味着政府对经济发展的支持(Barro，2000)，进而推动城市化的发展，因此，在分析中还控制了政府支出与GDP的比值(gov)。预期城市支出将对城市化产生正效应。
具体的检验方法则是采用Hausman检验，当两个模型存在显著差异时，固定效应模型更为稳健，反之，随机效应模型则更为有效，为了减少可能存在联立内生性，将各解释变量均滞后一期。
(二)样本和数据来源
基于数据的可得性和一致性，样本期选择为1970-2009年。为了最大限度地利用数据，样本国家除了1000万人口规模的标准外，同时考虑到时间跨度比较长可能会漏掉一些在1970年人口接近1000万的国家，因此在2009年末人口超过2500万的国家也被选入，这样共有53个国家，剔除因各种原因导致数据缺失较大的缅甸、朝鲜、俄罗斯、哈萨克斯坦、乌兹别克斯坦、乌克兰、沙特阿拉伯、伊拉克和阿富汗，最后的样本为44个国家1970-2009年40年的数据。
变量的原始数据来源是PWT7.0和世界银行的《世界发展指标(WDI)》，个别缺失数据补充自国际历史统计(Mitchell，1998)。为了对各国的经济发展水平进行合理的比较，这里采用的是购买力平价人均实际GDP，衡量单位是2005年G-K元(一种复杂的计算购买力平价的整合性方法)。各变量的描述性统计如表1所示，其中主要关注变量的基本情况如表2所示。
(三)回归结果
考虑到中国的人口规模及城市化演进过程存在的特殊性，包含中国的样本可能会给方程(1)的估计带来显著性的影响，因此，表3中模型3和模型4的样本容量包含中国，作为对比，模型1和模型2报告了不包含中国的回归结果。而模型1和模型3仅包含主要关注变量，模型3和模型4则包含了全部变量的回归结果。从结果中可以看出，各变量均高度显著、影响方向符合预期，相比较而言，模型4更加符合理论预期。
具体来说，首要关注的经济发展的一、二、三次项的系数表明了城市化与经济发展的S形曲线的存在;其余各解释变量，除农业GDP占比外，均呈现正影响。从系数来看，政府支出与GDP的比值影响最大，这表明了政府在城市化进程中的重要作用;其次是服务业占比的影响，这也说明第二次世界大战之后，尤其是20世纪60-70年代以来，服务业对于城市化进程起到越来越明显的主导作用(工业化与城市化协调发展研究课题组，2002)，本研究的数据起始于1970年。从各模型的F值来看，Prob>F=0.0000表明固定效应高度显著。更重要的是，包含中国和不包含中国的样本回归的结果在显著性和方向上高度一致，模型设定变量的系数的差异也很小。
经济发展对城市化的影响不仅可能在短期内存在，而且还可能存在长期的影响，因此，将经济发展分别滞后3年和5年，并且同样分成包括中国和不包括中国两组样本，得到表4。本研究所关注的经济发展和城市化呈现的S形曲线关系不变--方向和显著性不变且系数的变化不大，其余的变量表现基本类似，因此，在不同的模型里的估计结果也是稳健的。唯一较为明显的变化就是政府支出与GDP的比值，随着经济发展滞后期的增加，其显著性开始下降直到不显著，这表明长期以来，政府支出对城市化的经济发展中介影响机制较弱。值得注意的是，随着滞后期增加到一定程度(如5年)，包含中国和不包含中国的样本的系数差异开始明显扩大，这可能是由于经济发展通过经济变量对城市化呈现的影响因时间而减弱并开始分化造成的。
最后，我们担心城市化水平的地区差异可能也会影响模型的估计结果，即本研究结果可能存在样本选择问题，于是，我们将样本进行分组并依次去除，重复上述估计过程(见表5)。从表5可知，在去除不同分组样本后，除部分参数显著性发生改变外，回归结果并未产生根本性的变化，尤其是本文所关注的城市化与经济发展水平的一、二、三次项回归结果的方向和显著性没有改变。
通过以上分析可知，城市化与经济发展水平之问的关系呈S形，而且这个结果在不同模型的估计结果也是稳健的。为了使二者的关系看起来更直观，下面用图像来考察表3的回归结果，同时看一下模型对中国城市化演进的拟合效果(见图1)。从图1可以看出，总体的拟合效果较好，除少数年份偏差稍大外，其他年份的拟合程度都非常高。这说明经济发展给城市化进程带来的影响，即内生于经济发展的那部分城市化，中国与世界其他国家的一般情况基本相似。中国城市化被经济发展所解释的那部分进程，与世界代表性国家的进程的经济发展解释力基本相当。
(四)个体效应分析
由表3模型4的回归结果可得到与具体国家相联系的个体效应(见表6)。总体来看，拉美国家的个体效应普遍较高，这符合学界的一般认识;发达国家大多略高于平均水平，这与已有的研究一致(Duranton等，2004);而大多数亚非国家则较低，其中中国的效应项为-12.31，这意味着在控制了经济发展及其相关控制变量的情况下，中国的城市化水平比样本国家的一般水平低12.31%，因而中国的城市化存在滞后现象，只是这种滞后并非源于经济发展，而是与国家的个体特征紧密相关。
有研究表明反映自然条件的人口总量和人均可耕地面积对城市化水平产生影响，其中人口总量与城市化呈现负相关(chenery等，1975;Davis等，2003);而人均可耕地面积与城市化水平呈现正相关(Restuccia等，2008)。下面根据回归后得到的个体效应，并以2006年的数据为例(见表6)进行一般性分析。个体效应分别与人口总量和人均可耕地面积的关系如图2所示，由图2可知，绝大多数样本点都较为分散地落在个体效应为-20～20、人口总量2000万～2亿的一个狭长箱体内，并未呈现人口总量越大城市化越低，人均可耕地面积越多城市化水平越高的趋势。
就中国而言，为了便于比较，将人口总量转化为人口密度。表7列出与中国自然条件相当或劣于中国的国家，其中尼泊尔、越南、斯里兰卡和孟加拉国的个体效应低于中国，而英国、荷兰、菲律宾、日本和韩国高于中国;从人口规模的角度看，相对有可比性的是孟加拉国和日本，其个体效应也分别低于和高于中国。这说明自然条件只是起到一定的作用，并非根本性原因。
有学者将中国的城市化滞后归因于中国的发展战略，它鼓励最小限度的城市化，以减少其必要的基础设施投资，从而最大限度地推动工业化(白南生，2003)。然而这种解释受到了挑战，研究城市化问题的学者已经开始认为，阻碍城市化发展的是制度，其更深层次的原因则是占据主流的不适当的认识偏差引致了反城市化政策实施(Zhang等，2003)，从而导致了城市化的滞后。改革开放前，认为部分城市居民，尤其是城市知识分子，不创造社会价值，是社会的负担。于是便有了户籍、土地、社会保障等一些的制度安排限制城市化。改革开放后，基于对拉美国家城市化过程中种种难以解决的“城市病”的大量观察，尽管制度障碍不像以前那样严厉，但城市化进程中的各种制约和限制仍然大量存在，尤其是对大城市的控制。
为了进一步考察这种差异，下面将对表3中模型3、模型4得到的个体效应项作为被解释变量进行截面数据分析(见表8)，其中人口总量在回归中显著为正，这与现有的文献研究将其作为城市化的一个重要控制变量是相符的;人均耕地面积也显著为正.从而表明农业自然条件较优的国家城市化水平也较高;而在制度方面，回归结果显示了其极强的负显著性，这表明城市化的限制政策对于这个国家的城市化讲程能够产生极其重要的影响，这与上面的分析一致。从表8可知，在控制经济发展水平、政府开支、经济开放、产业结构及自然条件和制度的情形下，中国的残差项接近于零，即这些控制变量能够解释国家间城市化水平的差异，而个体差异则主要由制度因素所解释。
(五)中国城市化与经济发展水平关系分析
传统研究认为，中国改革前的抑制城市化措施导致城市化滞后，改革开放后，随着城市化阻碍的户籍制度的逐步放松，相比于同等发展水平的国家，中国的城市化水平正逐渐赶上。然而，本研究结果显示，1970年后的中国城市化进程基本符合经济规律，即经济发展推动城市化正常发展，但由于制度障碍导致了中国城市化始终存在一个相对稳定的滞后。结论似乎与直觉不符，稳定的滞后对应的应该是稳定的城市化障碍政策;城市化障碍制度的放松，导致的滞后应该是缩小的。考虑到中国的城市化进程处于S形曲线的前半段，这是一个城市化逐步加速的过程，如果制度障碍力度保持不变，则城市化滞后会不断拉大，正因为顺应经济发展的需要，制度障碍逐步减弱，其综合效果是滞后，但既没有拉大也没有缩小，保持不变。这是改革政策制定者在使城市化满足经济发展的要求和警惕“城市病”二者之间权衡的结果。
尽管中国城市化演进符合国际城市化一般规律，但这并不意味着中国的城市化演进和经济发展进程就是合理的，因为中国的发展曲线整体下移了。从图1纵向上看，同等经济发展条件下，中国的城市化水平要比国际一般水平低12.31%，如果以13亿人计，就意味着1.6亿人无法分享本该可以分享的经济发展成果，这与发展的目的是相悖的;从图1横向上看，同等城市化率的条件下，要与国际一般规律同等城市化水平的人享受经济发展成果，中国需要更高的经济发展水平，从而降低了经济发展本身服务于发展目的的效率。
假定中国一直按照这种整体下移的路径发展，且人口规模保持不变，那么，分享经济发展成果的人始终要少1.6亿，显然这不是经济发展的最优路径，因为存在帕累托改进。中国城市化与经济发展进程是沿着一条低水平路径在发展，而且到最终均衡时，中国的城市化水平要比国际一般饱和值要低12.31%，假定国际一般规律的城市化饱和值是80%，结合中国的人口总量和可耕地面积的极端不利条件可能存在的对中国城市化演进的负影响，中国的城市化饱和值将不足67.7%，这对于中国的经济发展是难以想象的。所以，这样的城市化与经济发展的路径显然是不合理的。
如果把城市化与经济发展的国际一般路径称为“常态路径”，把中国的低水平路径称为“偏态路径”，则从城市化和经济发展的“偏态路径”转向正常发展的“常态路径”的转变就是跃迁，其方式通常有两种：一种是激进式的，即一步到位地取消城市化制度障碍，使图1中国的拟合曲线右上端点沿Y轴方向垂直向上到达样本国家的拟合曲线;另一种是渐进式的，逐步放开城市化限制直到最终取消相关的户籍、土地和社会保障上的制度限制，表现在图1上是中国拟合曲线右上端点沿右上方向到达样本国家的拟合曲线。鉴于渐进式的改革在中国经济改革中的巨大成功，中国城市化水平制度障碍的改革更可行的方式应该是渐进式的，因为激进方式虽然迅速，但可能会导致混乱，而渐进方式对社会的冲击比较小，但要注意把握节奏，否则也可能错过城市化推动经济增长的最佳时期。
三、结语
现有关于中国城市化水平的研究绝大多数是以经济发展水平为参照得到中国城市化水平的定位，主流的研究结论是城市化水平滞后于经济发展，考虑到城市化的内生性，城市化政策应对注定是难有作为的;还有一种研究结论认为，城市化是经济发展的必然结果，得出城市化与经济发展平衡是一定的，即使城市化水平相对较低，城市化滞后也是不存在的，城市化政策当然也就无从谈起。而本研究运用1970-2009年的跨国面板数据，进行了中国城市化与经济发展水平关系的国际比较，结果显示，中国城市化与经济发展进程符合国际一般规律，即城市化与经济发展是基本协调的，体现了城市化的内生性，但中国的固定效应项为-12.31%，表明中国的城市化是滞后的，这种滞后是由对城市化认识上的偏差导致制度障碍引起的。由此推论：中国整体下移的城市化与经济增长的发展路径违反经济发展目的，扭曲了中国城市化饱和值，中国的这种城市化与经济增长的发展路径给城市和农村发展带来了巨大的压力，并最终威胁到中国的粮食安全和社会稳定，显然是无法持续下去的。鉴于当前学者对城市化作为经济增长发动机的高度共识，根据本文的研究成果，为促进内需和经济结构的转变，在城市化政策方面需要根据经济发展的要求逐渐加速放松对人口乡城流动的限制。
参考文献：
[1]白南生(2003)：《中国的城市化》，《管理世界》，第11期。
[2]邓宇鹏(1999)：《中国的隐性超城市化》，《当代财经》，第6期。
[3]葛永军等(2003)：《中国城市化水平综合判断》，《人文地理》，第1期。
[4]工业化与城市化协调发展研究课题组(2002)：《工业化与城市化关系的经济学分析》，《中国社会科学》，第2期。
[5]简新华、黄锟(2010)：《中国城市化水平和速度的实证分析与前景预测》，《经济研究》，第3期。
[6]李文溥、陈永杰(2001)：《中国人口城市化水平与结构偏差》，《中国人口科学》，第5期。
[7]陆大道(2007)：《我国的城镇化进程与空间扩张》，《城市规划学刊》，第4期。
[8]王金营(2003)：《经济发展中人口城市化与经济增长相关分析比较研究》，《中国人口·资源与环境》，第5期。
[9]熊俊(2009)：《对中国城市化水平国际比较中若干问题的探讨--兼论中国城市化水平的滞后性》，《中国人口科学》，第6期。
[10]周一星(1982)：《城市化水平与国民生产总值关系的规律性探讨》，《人口与经济》，第1期。
国家发改委国土开发与地区经济研究所 编发：王立