中国城市化的经济增长分布流动性研究

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内容摘要：本文试图通过对中国城市化与经济增长的分布形式、分布流动性和模式的研究，来说明中国城市化与经济增长的关系。为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。

关键词：城市化 城市经济增长 分布特征 分布流动性

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。Henderson（2000）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。奥沙利文（2000）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。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。陆铭，陈钊（2004）对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。晏维龙、韩耀和杨益民（2004）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。上述对城市化与经济增长关系的研究中均以全球城市为样本，忽略了中国城市化与经济增长的特殊性。其次，上述研究方法采用时间序列和横截面数据，本文采用Markov随机理论进行研究从两方面进行综合考虑加以研究。

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。由于给出的标准为1964年和1970年人均美元，本文通过美国CPI-W数据进行换算，以上一年基准年，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各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3.7651、8.6742、8.2785、8.2769和7.0639。

通过对48个样本城市的市辖区1988-2008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，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样本城市二十年的时间段的城市化与经济增长关系及其特征。

（二）中国城市化与经济增长的分布特征

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八类总体特征十二类具体变迁特征，具体如表1所示。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，全部市辖区年末非农业人口都是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，本文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年中国城市结构变迁经历了五个时期，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（见表2）。依此描绘出了48个样本城市的城市化变迁轨迹，其中数据为各个地级市的十年均值点（见图1）。

通过图1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。其型式如下：

（1）

中国城市化的经济增长分布流动性

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，得到近似逼近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，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，如表3所示。

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。

结论

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模式，应该提高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模式，应该提高出口产品的附加值和迂回生产链条来促进经济增长。

参考文献：

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2.Henderson, J. Vernon, “How Urban Concentration Affects Economic Growth” [J]. The World Bank Policy Research Working Paper.Washington D.C，2000

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