中国转型时期城市化与经济增长的实证研究.doc

2005第五届中国经济学年会投稿
——区域经济学

中国转型时期城市化与经济增长的实证研究

史晋川 钱 陈
（浙江大学经济学院，310027）

作者：史晋川（1957~），浙江大学经济学院教授、博导；钱陈（1976~），浙江大学经济学院2003级博士生。通讯作者：钱陈，通信地址：浙江大学玉泉校区13舍407室，310027； 5； Email：qimans@或 qimans@ 。

二○○五年七月 杭州·玉泉 第1稿

10

中国转型时期城市化与经济增长的实证研究

摘 要： 本文对中国转型时期城市化水平的提高对经济增长的作用进行了实证研究。结果发现，当考虑城市化率的内生性问题时，估计结果有了明显的提高；并发现在控制了其他变量的情况下，当城市化率提高一倍时，人均GDP也可增加约一倍。在此基础上，本文进一步利用回归结果，分析了影响我国当前城市化水平的各种因素，其中发现财政收支政策、土地利用政策、市场化程度和城市行政等级等因素对城市化水平的影响相当显著，并对此做了进一步的分析。
关键词：城市化、经济增长、实证研究

经济增长和城市化是在人类社会进步和经济发展过程中相伴相随的现象。跨国的研究表明，平均而言一个国家的城市化率与人均GDP（均取对数）的简单相关系数可高达0.85（Henderson，2000）。Lucas（1988）首次较为明确地提出了城市与经济增长的命题。此后城市化和经济增长不仅为理论界所关注 Henderson(2004)已对这方面的研究工作做了一个非常好的综述。
，而且日益为各国政府及政策研究部门所关注，1996的联合国人居署报告《城市化的世界》和1999/2000年的世界发展报告通过对全世界大量国家的经济发展和城市化过程的考察，进一步指出“城市是经济增长的发动机”，城市化和城市发展是促进经济增长和消除贫穷的重要途径和措施。
在国内学者的研究中，周一星（1997）较早地利用1977年世界上157个国家和地区的资料，发现城市化和经济增长之间存在着十分明显的对数关系：，其中为城市化率，为人均GDP；徐雪梅和王燕（2004）则利用中国2002年266个地级及以上城市的数据进一步验证了上述模型，并发现在其他条件不变的情况下，若城市化水平每提高一个百分点，可以促进人均GDP提高4.17%。王金营（2003）利用OECD国家和其他主要国家的数据，对城市化和经济增长进行了相关性分析；并使用Logistic模型对英国、日本、美国、韩国、德国、巴西和印度等国家的城市化率和人均GDP两者的关系进行了较好的拟合。刘庆东和刘岸东（2004）则利用贵州省1978~2002的数据，对经济增长和结构变化对城市化的作用进行了分析。但上述研究均存在着不足：一是均把人均GDP作为城市化水平的解释变量，主要讨论的是什么因素影响了城市化水平这一问题，而不是城市化率提高到底对经济增长有怎样的影响；二是模型的设定过于简单，只考虑了城市化率和人均GDP两个变量而缺乏足够的控制变量，这会导致分析上的严重误差和虚假回归。
针对上述研究的不足，特别是目前对中国这方面的实证研究仍较为缺乏的情况，本节将拟用全国1998~2002年间262个地级及以上城市的面板数据，对城市化水平提高能促进经济增长这一命题进行验证，并将着重考虑城市化率这一变量的内生性问题及其对结果的影响。第一节对城市化与经济增长的作用机理进行简单的理论分析，并在此基础上进行计量模型的设定；第二节先对数据结构和指标构造进行一些说明，然后分城市化率为外生或内生两种情况对计量结果进行比较分析；第三节通过对城市化水平的影响因素的分析，为促进我国的城市化和经济增长提供一些简单的政策建议；最后为小结。

一、理论分析和模型设定
城市化是经济发展中的重要现象，它实际上包括了经济增长当中的两个重要的变化，一是经济结构的转变，即一个国家或地区的经济活动从以农业生产为主转向以工业和服务业为主；二是人口和经济活动（主要指工业和服务业）在地理空间上的聚集过程，即不同规模和类型的城市不断出现并日益扩大。一般来说，人们更倾向于用“工业化”来表述前者，而用“城市化”来表述后者，即城市化更关注的是经济的空间集聚问题。为什么城市化能促进经济的增长呢？Henderson（2000）指出一个国家在从以农业为基础的经济向以工业和服务业为主导的经济发展过程中，人口和产业集聚在城市地区的高度集中，可以提高工业或服务业生产者之间信息外溢的效率，形成更加高效的劳动力市场，并且有利于节省生产者之间货物交换时或者将产品销售给本地居民时的交通运输成本，进而提高经济整体运行的效率。除了技术层面的原因之外，Davis and Henderson（2003）还强调了政治和制度变迁过程对城市化的影响，比如，他们指出一个国家或地区民主化的程度可以影响城乡之间的人口迁移，进而影响其产业结构变化和经济发展。Au and Henderson（2002）则研究了中国户籍制度对人口迁移的限制，所导致的城市集聚效益的损失及其对经济效率的影响。叶裕民（2001）、赵燕菁（2001，2002）、蔡秀玲（2002）和汪宇明（2002）等分别对户籍制度、土地制度、就业和社会保障制度，以及投融资体制和行政区划体制等一系列抑制城市化和影响经济增长的制度进行了比较全面的考查和探讨。
而史晋川和钱陈（2005）则根据中国转型时期的制度特征构造了一个含有城市集聚经济效应的城乡两部门的一般均衡模型，从理论上证明了城市化率的提高有利于人均GDP的增加，并且讨论了城市化率是如何内生决定的。根据其理论模型及前述已有的研究，发现经济增长不仅受到城市化水平的影响，还取决于人均固定资产投资、人力资本投资等要素投入水平，以及市场化程度和对外开放水平等制度性因素的作用，由此，可构造用于计量检验的模型：
（1）
其中，表示人均GDP，为城市化率，一般是用城镇人口占总人口的比重来表示，但是由于地区数据的缺乏，本文拟用非农人口比或城镇就业人口比重来替代；和分别代表人均固定资产和人均人力资本水平，其中后者用初中及以上在校生人数占在校生总人数的比例来度量；和为分别代表市场化程度和对外开放水平的制度性指标。
进一步考虑到城市化水平的内生性问题，已知影响城市化水平的因素有很多，不仅受到生产投资水平、城市公共设施建设和服务水平和土地稀缺程度等因素的影响，而且受到城市行政等级结构的影响，因此，可构造城市化的决定方程：
（2）
其中，为人均财政总支出，用它来反映城市公共设施建设和服务水平；为人均土地禀赋指标，它是人均可用土地面积 人均可用土地面积是指用城镇建设用地面积加上耕地总面积之和除以总人口数。
除以城镇居民人均建设用地面积的比值，用它来反映各地区人均土地资源的相对稀缺状况，其值越大说明该地区的人均土地资源相对较为丰富，反之则较为稀缺。和分别代表是否为直辖市和是否为副省级城市，用其来反映城市的行政等级结构。

二、计量结果及比较分析
利用全国262个地级及以上城市1999~2002年全市范围的数据进行分析。当设城市化率为外生变量时，用OSL稳健性估计、固定效应和随机效应模型对（1）式进行单独估计；当设城市化率为内生变量时，则用工具变量法对（1）式和（2）式进行联合估计。
当城市化率为外生变量时 在这种情况下，城市化对经济增长的作用可直接用（1）式进行估计。由于城市化率分别可用非农人口比和城镇就业人口比进行替代 其中由于市区范围内缺乏乡村劳动力的数据，所以无法得到市区范围的城镇就业人数比这一指标。
，则其结果如表1。
表1 城市化率与人均GDP的关系之一（全市范围）

第Ⅰ组
第Ⅱ组
OLS稳健性估计
固定效应
随机效应
OLS稳健性估计
固定效应
随机效应
（1）
（2）
（3）
（1）
（2）
（3）

0.152
(0.0208)
0.210
(0.0326)
0.376
(0.0285)
0.104
(0.0217)
0.004*
(0.0141)
0.102
(0.0176)

0.560
(0.0211)
0.132
(0.0093)
0.230
(0.0111)
0.590
(0.0244)
0.155
(0.0105)
0.297
(0.0129)

0.320
(0.0623)
0.549
(0.0268)
0.432
(0.0322)
0.304
(0.0765)
0.519
(0.0352)
0.426
(0.0462)

3.437
(0.3232)
-0.328
0.1264
0.627
(0.1527)
3.381
(0.3585)
-0.457
(0.1315)
0.594
(0.1730)

0.082
(0.0065)
0.015
(0.0034)
0.037
(0.0042)
0.081
(0.0075)
0.020
(0.0037)
0.046
(0.0049)
常数项
5.672
(0.1974)
8.337
(0.0879)
7.917
(0.1054)
5.389
(0.2251)
7.878
(0.0897)
7.130
(0.1174)
样本组数

259
259

258
258
总样本数
987
987
987
762
762
762

0.8710
0.6598
0.7618
0.8745
0.6980
0.8357
检验
953.58
396.28

764.02
203.74

卡方检验

2079.89

1196.64
检验

-82.65

-1012.14
注：（1）第Ⅰ组用非农人口比代替；第Ⅱ组用城镇就业人口比代替。
（2）标“*”处表示在5%的水平上不显著。

结果显示，城市化率的估计值，除了表9中第Ⅱ组第（2）项不显著外，其余的五项估计值相当显著且均为正数，这说明城市化水平的提高的确对经济增长有促进作用。考虑到面板数据的特征，并且随机效应的估计效果从整体上要好于固定效应估计，因此，选择用随机效应的估计量是较为合适的。具体来看，用非农人口比重得到的城市化率对人均GDP的产出弹性估计值为0.376，明显要比用城镇就业人口比重0.102要高些。这些结果的含义是说在其他条件不变的情况下，城市化率提高一倍，则人均GDP也可以提高约10.2%（或37.6%）。
当城市化率为内生变量时 此时，需要对工具变量法对（1）式和（2）式进行联合估计。其结果见表2。

表2 城市化率与人均GDP的关系之二（全市范围）

第Ⅰ组
第Ⅱ组
2SLS稳健性估计
2SLS固定效应
G2SLS随机效应
2SLS稳健性估计
2SLS固定效应
G2SLS随机效应
（4）
（5）
（6）
（4）
（5）
（6）

0.801
(0.0778)
1.125
(0.1275)
1.184
(0.079)
0.635
(0.0749)
-1.725*
(1.5183)
0.696
(0.0679)

0.343
(0.0307)
0.097
(0.0142)
0.130
(0.0162)
0.394
(0.0350)
0.085*
(0.0847)
0.361
(0.0287)

0.006*
(0.0882)
0.347
(0.0467)
0.299
(0.0438)
-0.003*
(0.1036)
0.654
(0.2287)
0.081*
(0.0815)

4.365
(0.3813)
-0.167*
(0.1839)
0.470
(0.1992)
4.644
(0.4733)
-0.197*
(0.7669)
3.908
(0.3191)

0.065
(0.0085)
0.012
(0.0050)
0.023
(0.0055)
0.068
(0.0098)
0.029*
(0.0221)
0.065
(0.0092)
常数项
7.742
(0.2899)
9.581
(0.2051)
9.476
(0.1867)
7.279
(0.3394)
6.128
(1.6129)
7.586
(0.2828)
样本组数

259
259

258
258
总样本数
987
987
987
762
762
762

0.7455
0.5060
0.5451
0.7581
0.2405
0.7505
检验
599.65

456.22

卡方检验

9.5E+06
1267.23

591852.21
2033.37
检验

-94.20

68.68
注：（1）第Ⅰ组用非农人口比代替；第Ⅱ组用城镇就业人口比代替。
（2）标“*”处表示在5%的水平上不显著。

结果显示城市化率对人均GDP的系数估计值不仅依然显著，而且前面外生变量的情况相比，其估计值均有较大幅度的提高，这说明在估计城市化对经济增长的作用时，城市化的内生性问题是不能忽略的。而且，从表10第Ⅰ组第（5）和（6）项看，在用非农人口比作为城市化率指标的情况下，检验发现无论是固定效应估计还是随机效应估计两者的估计量不存在明显的差异，而且两者中城市化率的估计值均很接近于1（前者估计值为1.125，后者为1.184），即城市化率提高一倍，则人均GDP也可增加约一倍。但在用城镇就业人口作为城市化率指标时，固定效应估计的结果非常不显著，而用随机效应估计的结果则比第Ⅰ组要略微小一些，却也达到了近0.7。
进一步的分析 以上用的是全市范围的数据，进一步可用市区范围的数据进行验证。从统计口径来看，由于市区范围内属于城镇地区的范围更大从而使得非农人口与城镇人口统计范围上会更加一致些 但对流动人口比重很高的城镇地区而言，这两者间的偏差依然无法减弱。
；另外市区与全市相比其城镇发展受到的政策性约束也会有所不同，比如在城镇布局和用地规划、城镇基础设施的建设以及在财税收支等方面会更有利于市区些 史晋川和钱陈（2005）的文章在实证分析部分着重在用地规划政策上对市区和全市的区别进行了简单的讨论。
。其结果如表3。
表3 市区的城市化率与人均GDP的关系

Ⅰ.当城市化率为外生变量时
Ⅱ.当城市化率为内生性变量时
OLS稳健性估计
固定效应
随机效应
2SLS稳健性估计
2SLS固定效应
G2SLS随机效应
（1）
（2）
（3）
（4）
（5）
（6）

0.194
(0.0255)
0.120
(0.0495)
0.294
(0.0344)
2.494
(0.2716)
0.542
(0.1240)
1.069
(0.1261)

0.543
(0.0232)
0.116
(0.0166)
0.285
(0.0159)
-0.049*
(0.0777)
0.095
(0.0181)
0.092
(0.0196)

0.265
(0.0567)
0.647
(0.0410)
0.490
(0.0425)
-0.794
(0.1976)
0.612
(0.0437)
0.537
(0.0457)

2.616
(0.2735)
1.217
(0.1660)
1.834
(0.1664)
4.476
(0.6320)
1.237
(0.1728)
1.366
(0.1793)

0.090
(0.0070)
0.015
(0.0062)
0.051
(0.0061)
0.036
(0.0183)
0.010*
(0.0066)
0.010*
(0.0069)
常数项
5.627
(0.2220)
8.783
(0.1470)
7.632
(0.1451)
10.689
(0.6767)
9.157
(0.1828)
9.451
(0.2053)
样本组数

259
259

259
259
总样本数
1153
1153
1153
1153
1153
1153

0.7793
0.5772
0.7333

0.5106
0.4420
检验
767.04
103.46

87.80

卡方检验

1193.70

3.8E+06
575.80
检验

701.72

95.20
注：（1）这里的城市化率用非农人口比指标来表示；
（2）标“*”处表示在5%的水平上不显著。

结果发现，无论将城市化率设为外生变量还是内生变量，其估计值均相当显著；而且各种估计方法的效果均较好，但检验发现固定效应与随机效应估计存在着系统性差异。为保持可比性，可仍然采用随机效应的估计值进行分析。结果发现，无论是内生变量还是外生变量，其城市率系数项的估计值均要比全市范围的值要略小些，但区别不大；而且在考虑城市化的内生性时，其系数项估计值更加接近于1（为1.069）。这进一步巩固了前面的分析结果，即在其他条件不变时，平均而言，若城市化率提高一倍，则人均GDP也可增加约一倍 由于本计量模型没有考虑到城市化率是个在0到1之间的受限变量，所以本结果只有在当前转型时期中国的平均城市化率相对不高时有意义。更普适的结果则需要用限值因变量模型做进一步的研究。
。

三、关于城市化水平的影响因素分析
以上的分析表明，在中国的转型时期城市化率的提高对促进经济增长有较为明显的作用。但大量的研究也表明，与发达国家的同期相比，或者与相近水平的发展中国家平均水平相比，中国当前的城市化水平明显的滞后。因此，进一步分析影响我国城市化水平的各种因素则具有重要的实践意义。利用对（1）和（2）式的联合估计中的第一阶段估计结果，可以发现不同的因素对当前中国的城市化的不同作用，其结果如表4。

表4 城市化率的影响因素分析

全市范围
市区范围
第Ⅰ组
第Ⅱ组
第Ⅰ组
（a）
（b）
（c）

0.020*
(0.0125)
0.074**
(0.0402)
0.031
(0.0104)

-0.035*
(0.0352)
-0.032*
(0.0945)
0.009*
(0.0284)

0.307
(0.0253)
0.483
(0.0590)
0.071
(0.0175)

0.138
(0.0141)
0.240
(0.0241)
-0.208
(0.0173)

1.745
(0.2056)
1.102
(0.4552)
0.466
(0.1341)

0.004*
(0.0040)
0.018*
(0.0114)
0.007*
(0.0039)

0.355
(0.1401)
0.039*
(0.1357)
0.180*
(0.2076)

0.330
(0.0557)
0.146
(0.0568)
0.269
(0.0796)
常数项
-3.415
(0.1450)
-5.107
(0.2514)
-1.001
(0.1364)
样本组数
259
258
259
总样本数（）
987
762
1153
卡方检验
622
641
316
注：（1）本表全部采用随机效应G2SLS对联立方程估计时的第一阶段估计值。
（2）第Ⅰ组用非农人口比代替；第Ⅱ组用城镇就业人口比代替。
（3）标“*”处表示在5%的水平上不显著，“**”处则为在10%水平上显著。

由上表的结果按其显著性可分为三类，第一类为人均财政支出、人均土地禀赋指标、市场化程度和是否为副省级城市等四项指标的估计量相当显著，第二类为人均固定资产投资和是否为直辖市等两项指标其部分估计量为显著，而第三类为人均人力资本和对外开放程度这两项指标则均不显著。
对第一类四项指标的进一步分析，可以发现这四项指标实际上分别反映了政府在城市化方面所涉及的四类政策，即财政收支政策、城镇用地规划、市场干预程度和城市行政管理体制。
财政政策 财政收支政策对城市化的影响主要涉及到税收在各级城镇之间的分成和转移支付、城镇公共基础设施建设上的倾向性投入等方面，从实际情况来看，越是行政级别高的城市其在税收分成或城市基础设施的投入上越是有利些，因此其人均财政支出也越大些，从近几年全国262个地级及以上城市的数据来看，全市人均财政支出约为516元（1991年不变价），而市区的人均财政支出则为809元（1991年不变价），市区约比全市平均水平高出56.8%。但是市区人均财政支出对城市化水平的影响却比全市平均水平低得多，如表12所示，在其他条件不变的情况下，若市区人均财政支出增加一倍，城市化水平仅能提高7.1%；而全市人均财政支出若增加一倍，则城市化水平可提高约30%。因此，改进现有的财政政策，加强对中小城镇的基础设施建设投资力度将更有利于促进我国城市化水平的提高。
土地政策 由表12可知，人均用地状况对城市化也有相当显著的影响，这主要是由于我国人多地少、人地矛盾突出，国家长期以来对土地利用的控制非常严格，对城镇用地的扩张和耕地的占用都非常谨慎，这使得土地政策的变化对城市化会产生较为显著的影响。从全市范围来看，人均土地禀赋指标越大则城市化越高；但从市区范围来看，这一结果却正好相反。造成这一差异的除了有耕地保护和粮食安全政策方面的原因，也有对市区功能和产业布局方面的考虑。为了进一步分析城镇用地规划政策对城市化的影响，需要进一步分析人均土地禀赋指标的构成。这一指标实际上是用人均可用地面积除以城镇居民人均建设用地面积，用来反映各地区人均土地资源的相对稀缺状况。从全市范围来看，若在人均可用地面积保持不变的情况下，规划的城镇居民人均用地越小则这一指标就越大，从而城市化水平就越高；从市区范围来看，规划的城市居民人均用地越大则这一指标就越小，从而城市化水平反则越高。由此可知，对全市范围而言，要继续提高城镇用地的集约化程度，减少和制止乱占滥用耕地和浪费城镇建设用地；而对市区等人口密度大的地区而言，却应当适当地放宽人均建设用地标准，有效地增加城镇建设用地规模，反而能进一步促进城市化水平的提高。
市场化程度和城市行政等级体制 从表12来看，这两者对各地区的城市化水平也有相当显著的正面影响。这其中重主要的原因是市场化程度越高的地区其微观经济主体的生产和创新的激励更充分，而且其产品或要素的流动和配置活动更频繁，从而人口和经济活动在城市空间的集中有利于提高信息传递的效率和减少要素流动的运输成本，进而提高其经济效率。而在中国很多产业领域均不同程度地存在政府管制的情况下，城市行政级别越高则在该地区活动的企业或个人就具有更好的政治资源或更有效的寻租空间，从而更有效地绕过行政性管制壁垒投资于新产业，进行其经济活动的范围和领域就相对更大，这同样会促进更多的人口和其他要素向该地区的集中，进而提高其城市化的水平。
此外，对第二类和第三类指标的分析可发现，要素的投入水平（包括固定资产投资、人力资本投资和外商直接投资 因为对外开放指标实际是外商实际投资额占全社固定资产投资额的比重，其反映的是外商直接投资的情况。
等）对城市化率的影响并不显著。造成这一现象的重要原因，可能是同我国较为独特的农村工业化所带来的影响有关。由于农村工业经济在整个工业经济中仍占有较大的比重，而且由于我国工业（特别是制造业和加工工业）中大部分为低技术度、高要素消耗的产业，所以对要素成本的变化相当敏感，而农村地区显然要比城市地区的要素成本和商务成本来得更低廉 当然这有相当一部分是以生态环境的破坏为代价的。

参考文献
（1）Au,Chun-Chung and Vernon Henderson, “How Migration Restrictions Limit Agglomeration and Productivity in China”, NBER working paper No.8707,2002.
（2）Davis,James C. and J.Vernon Henderson, “Evidence on the Political economy of the Urbanization Process”, Journal of Urban Economics ,2003,53:98-125.
（3）Henderson, J.Vernon, “Urbanization,Economic Geography, and Growth”,prepared for Handbook of Economic Growth, Vol.1., P.Aghion and S. Durlauf,eds. ,North Holland,2004.
（4）Henderson，J.Vernon., “The Effects of Urban Concentration on Economic Growth”, NBER working paper No.7503,2000.
（5）Lucas, R.E.Jr., “On the Mechanics of Economic Development”, Journal of Monetary Economics, 1988,49：783-792.
（6）蔡秀玲 著，《论小城镇建设—要素聚集与制度创新》，北京：人民出版社，2002年。
（7）刘庆和、刘岸东，“经济增长、结构变化与人口城市化——贵州的经验证据”，《财经科学》，2004年第4期，第69-72页。
（8）史晋川、钱陈，“土地稀缺条件下的工业化和城市化：基于中国转型时期的理论和经验研究”，浙江大学经济学院工作论文稿，2005。
（9）汪宇明，“中国的城市化与城市地区的行政区划体制创新”，《城市规划》，2002年第26卷第6期，第22-25页。
（10）王金营，“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》，2003年第13卷第5期，第52-58页。
（11）徐雪梅、王燕，“城市化对经济增长推进作用的经济学分析”，《城市发展研究》，2004年第11卷第2期，第48-52页。
（12）叶裕民 著，《中国城市化之路—经济支持与制度创新》，北京：商务印书馆，2001年。
（13）赵燕菁，“从城市管理走向城市经营”，《城市规划》，2002年第26卷第11期，第7-15页。
（14）赵燕菁，“制度变迁 小城镇发展 中国城市化”，《城市规划》，2001年第25卷第8期，第47-57页。
（15）周一星 著，《城市地理学》，北京：商务印书馆，1997年。

，这使得工业性投资更多地被分散到农村地区而不是城市，导致了要素投入水平与城市化率的相关性不显著。因此，加大工业产业的技术升级和结构调整，促进其向先进制造业转移也是促进城市化率提高的重要方面。

四、小 结
本文对中国转型时期的城市化率的提高对经济增长的促进作用进行了实证研究，并着重查了城市化率为内生变量时的情况。结果发现当考虑城市化的内生性问题时，估计结果有了明显的提高，并发现在控制了其他变量的情况下，当城市化率提高一倍时，人均GDP可增加约一倍。在此基础上，本节进一步利用回归结果，分析了影响我国当前城市化水平的各种因素，其中发现财政收支政策、土地政策、市场化程度和城市行政等级等因素对城市化水平的影响相当显著，并对此做了进一步的分析。
本文的不足之处，首先在计量模型的设计中考虑到限值因变量模型的复杂性，所以仍采用的是线性对数模型的型式，这使得当城市化率较低或较高时，计量结果会出现较大的偏差；其次在关于城市化率指标的选择上，由于各地级市城镇人口指标的缺乏，所以用非农人口比或城镇就业人口比来代替城镇人口比，由于统计口径上的不同和复杂性，会存在较大的偏差，且目前对这类由于指标选择而导致的偏差仍然难以进行简明的分析和判断。以上不足有待于在以后研究中进一步。

The Empirical Analysis to Chinese Urbanization and
Economic Growth during Transforming Period

Abstract: This paper have an empirical analysis to Chinese urbanization and economic growth. Considered the urbanization level as an endogenetic variable, we find the estimative results have been improved obviously. And we also have a conclusion that the per captia GDP will be doubled if the urbanization level is increased one time. Then, we analyze the different factors which effect to the Chinese urbanization level.
Key Words: urbanization, economic growth, empirical analysis