总第 218期 城市问题 2013年第9期
[文章编号] 1002—2031(2013)09—0008—06
城市化经济发展效应的实证分析
齐 昕 王雅莉
(摘 要] 为全面把握中国城市化对经济发展的影响，在理论上将城市化体系划分为城、市和城市化三个层次。选取 35
座副省级以上城市作为样本，借助于空间计量分析方法，分别测度这三个层次的经济发展效应。结果表明，样本城市化的经
济发展 效应存在空间差异 ，城 市化 空间溢 出效应为被 动传 导型。 因此 ，为激励 城 市化 高效地 推进 经济发展 ，应积 极提升 城市
化效率、顺畅效应传导 渠道 ，使 得城 市化的空 间溢 出效应 由被动传导型转 变为主动传导型。
[关键词] 城经济；市经济；城市化；发展效应；空间计量分析
[中图分类号] F299．21 [文献标识码] A
一 引言
城市化是 由社会经济运行 推动产生 的历史 过
程。当其发展到一定程度时，会反作用于经济，产生
影响经济运行的发展效应。它与经济运行相辅相
成。一方面，作为经济发展的产物，城市化与经济运
行联系紧密，不仅在于经济发展引致城市化目标、水
平及模式的波动式演进 ，还在于经济结构 的空间转
换和工业化的发展持续地需要城市化为其提供资源
和空间支持。另一方面，城市化作为经济发展的内
生机制 ，当发展到一定程度，其合理化运行能够提升
经济发展正收益 ，即提升在城市化进程中，各维度经
济所能获得的富含总量增长、质量提升、环境改善以
及民生普惠的综合效果。而城市化的高成本、低效
率运行则势必为经济发展带来诸多的隐患，甚至以
牺牲经济利益为代价。由此可见，城市化与经济运
行间存在着相互适宜的发展空间，只有合理发展城
市化，才能发挥其经济增长引擎的助推作用。过度
或不足，均会影响其经济发展效应的发挥，产生城市
病。客观认识 现阶段 中国城市化 对经济发展 的影
响，对于正确理顺城市化与经济发展的关系 ，理性制
定城市化发展战略具有重大的现实意义 。
现有文献对于城市化经济发展效应 的研究相对
缺乏。学者们多立足于探讨经济发展与城市化关系
的角度，着重从理论视野研究，得出作为经济要素的
重要依托和最佳载体的城市化能够推进经济增长的
结论 ¨。。。这些研究成果多基于“城市化”视角 ，尚
未将其划分为城、市和城市化三个层次。与此同时，
随城市间关联性的日益加深，城市化的空间溢出效
(作者简介] 齐 昕(1984一)，女，汉族，黑龙江哈 尔滨人，东北财经大学公共管理学院博士研究生，研究方向为城市经济学；王雅莉
(1953一)，女，汉族，河北曲阳人，东北财经大学公共管理学院教授，博士研究生导师，中国城市经济学会学科建设委员会副主任委员，研究方
向为城市经济学、国民经济学、市政管理学。
[基金项目] 国家社会科学基金项目(07BJY055)——经济发展中的城市化均衡问题研究之阶段成果。
(收稿日期] 2013—02—21
(修回日期] 2013—04一O1
· 8· 城市科学
《城市问题}2013年第 9期 城市化经济发展效应的实证分析
应 已成为城市化经济发展效应的重要组成部分。忽
略空间溢出而谈城市化 的经济发展 效应是不 全面
的，容易导致笼统化，从而使城市化政策制定存在偏
差。因此，应基于城市化及其经济的均衡运行理论，
从城市化载体的城和市人手，立足于经济学的角度，
分别研究城经济、市经济以及城市化经济的发展效
应。这对于推进城与市的协调发展 ，实现城均衡 和
市均衡基础上的城市化均衡 ，并进而提升中国的城
市化效率都具有重要的意义。
： 城市化经济发展效应的理论模
型构建
1．研究视角
城市化经济发展效应集增长效应 、社会效应和
环境收益于一体，以经济增长为核心，社会和环境运
转为两翼，形成综合“效能圈”，进而全面影响经济
前行。它主要表现在，城市化在转移农村剩余劳动
力 、更新换代乡镇企业、转型升级消费结构 ，以及加
速工业化进程的过程 中，通过引导经济和社会 结构
螺旋式进化，驱动经济增长方式由粗放型向集约型
转换，不断满足经济发展新诉求，并在此进程中努力
形成人 口均衡型、资源节约型 、环境友好型的城市经
济发展格局。
由于中国城市化问题的特殊性和多样性，为充
分了解城市化 的经济发展效应 ，要从城市化 的内在
结构，即城、市、城市化人手，分层次探讨城的经济发
展效应、市的经济发展效应和城市化的经济发展效
应 。发展效应既包 括增长效应 ，也包括空 间溢 出效
应。在城市中，人们对于城与市的功能定位有所不
同 ，前者更多地涉及到城市土地 、基础设施和公共服
务，而后者则更大程度地包含城市商流、物流经济，
市场体系及私人产 品，二者对 于经济发展所产生 的
效应势必存 在差别 。首先 ，城是市产生的基础 。城
为市提供基础设施和生存条件，市是在城发展到一
定程度后所产生的市场流和人流的圈层集合 。从这
个角度理解 ，城与市的经济发展效应 ，分别是基础性
和上层性的。其次，城均衡而市非均衡或者市均衡
而城非均衡均会影响城市化的运行效率。当城均衡
而市的供给大于需求或市均衡而城的供给大于需求
时，将产生过剩型城市病，表现为城市资源未得到合
理化配置，甚至存在浪费现象，城市存续成本下降。
反之 ，当城均衡而市 的供给小于需求或市均衡而城
的供给小于城需求时，则会出现短缺型城市病，表现
为城市膨胀 ，城市存续成本上涨。由此可见 ，只有城
经济与市经济同时实现均衡，从而达到城市化经济
均衡 ，才是城市化均衡 、可持续运行 的最理想状态。
再次，城市化对于经济发展的本地效应和空间溢出
效应 ，共 同构成 了城市化的经济发展效应。这两种
效应在城、市和城市化层次 的形成机 制和发挥渠道
各不相同。综上所述 ，将城市分为城与市 ，协调城、
市发展 ，实现城均衡 、市均衡从而城市化均衡 ，并探
讨城、市和城市化三个层次的本地经济增长效应和
空间溢出效应，有益于全面并客观地把握现阶段中
国城市化对于经济发展 的影响。
2．理论模型的构建
城市化的经济发展效应是城、市和城市化的经
济增长效应和空间溢出效应的综合叠加，倘若不分
层次 ，势必形成粗略且虚假的估计 。本文将其分解 ，
并依此构建以下理论分析模型体系：
y= G H ，)=阢 (G ∑ G，OW ) H z ，]
(1)
Y=Mf(P 。m。 Z )=
(Pi∑ ) m (z；∑ ” ) ] (2)
J = 1 J = l
Y =UF[(G，S， )。(P，M，Z) ] (3)
方程 (1)、(2)、(3)分别为城、市和城市化的经
济发展效应方程。其中，设 y和 l， 分别表示经济增
长和经济发展 。因为城市化经济发展效应的发挥 以
推进经济增长为中心环节，分为增长效应和空间溢
出效应，故方程(1)和(2)选取经济增长指标为被解
释变量。G、H、T分别为城市基础设施、公共服务及
土地指标。P、 、z分别表示人 口、城市市场和资
金。G ∑ 、P ∑ 和z ∑zJ跏 分别表示城
，=1 ，= I ， = l
方面的基础设施、市方面的人口和资金由于流动而
与其他城市发生关联进而产生的空间溢出效应。方
程(3)表示城市化的经济发展效应是城与市的经济
发展效应的复合叠加。a、C分别表示城和市对 经济
发展(增长)的贡献弹性系数，倘若二者 以要素规模
报酬不变的形式组合构成城市化体系，则 a+C=1；
倘若以规模报酬递增或递减的形式构成城市化体
系，则 a+C>／<1。 为表示城和市协调程度的系
数，当二者规模、发展速度、对各要素配置能力以及
均衡性相互协调时， 值大于 1，即二者协调程度增
强将放大城市化的规模经济效应 ；当二者发展轻度
不协调时，口值大于0且小于 1，或者大于 一1且小
城市科学 ·9·
《城市问题》2013年第 9期 城市化经济发展效应的实证分析
于0，即轻微缩小城市化的规模经济效应；当二者严
重不协调 时，／3值小于 一1，即严重缩小城市化的规
模经济效应。因为城与市无法孤立存在，因此 值
不等于0。这里的经济学含义为：只有在城、市同时
达到均衡 ，并且二者协调发展时，才会增大城市化的
经济发展效应 ，空间溢 出效应才能实现最大化 。
析
三 数据处理．模型设定及实证分
1．指标选取与数据处理
选取 2001—2010年我国东、中、西部的 35座省
会及副省级城市的相关指标作为样本。其中包括广
州、杭州、南京、大连、济南、沈阳、福州、青岛、石家
庄 、南宁 、宁波、海 口、北京、上海 、天津 、厦门、深圳 、
武汉、郑州、长沙、长春、哈尔滨、合肥、南昌、太原、成
都、西安、兰州、乌鲁木齐、贵阳、昆明、拉萨、西宁、银
川I、重庆。
在城的本地经济增长效应的指标选取方面，本
文用国内生产总值(GDP)作为被解释变量。由于
城市服务难以测度 ，故解释变量包括基础设施和城
市土地两方面。其 中，基础设施方面包括 ：交通类的
公路里 程 (GL)；生产 、生活类 的全社 会供 水 总量
(GS)、用电总量(YD)、液化石油气工期总量(YH)；
通讯 类 的 电信 业 务 总 量 (DX)和 邮 政 业 务 总 量
(YZ) ” 。城市土地方面包括市辖区建成区面积
(jc)和房地产 开发投 资完成额 (FDC)。上述指标
除建成区面积为市辖区口径外 ，其他均为全市 口径。
在市的经济增长效应方面，同样选取国内生产总值
为被解释变量。解释变量包括城乡居民储蓄余额
(CX)、年末贷款余额(DK)、社会零售品销售总额
(LS)，以及年末 城市人 口(RK)，它们 均为 全市 口
径 ，用 以描述市所包含 的主要 内容。在城市化的经
济发展效应测度方 面，选取人 均国内生产总值
(RJGDP)作为被解释变量 ，衡量经济发展。解释变
量包括城市化率(csH)——城市非农人 口在总人 口
中的占比，建成区面积(．，c)与住宅投资(ZZ)这两
个城指标，以及年末贷款余额(DKS)与社会零售品
销售总额(LSS)这两个市指标，所有变量均采用市
辖区口径 ，用以衡量城和市的空间溢 出效应。本文
的数据均来源于 2002—2011年《中国城市统计年
鉴》，并以当年价格为准，忽略通货膨胀等价格变化
因素。另外，为确保数据完整性，对于缺失值采用年
平均发展速度估算 。
2．计量检验与空间计量模型设定
(1)空间相关性检验
根据“地理学第一定律 ”，城市化进程可能存在
空间相关性，一般可通过测算 Moran’s I指数进行
检验。其计算公式为：
∑∑ (Yi—y)( 一y)
，=三 — _ ——一 (4) n n 、
S ∑∑W
其中，S =÷∑(Yi—l，) ，i，=÷∑Y 。Y
表示第 i地区的观测值 ，即 GDP与人均 GDP，rt为地
区数， 为空间权矩阵。，的取值范围为 一1≤ I≤
1，当 ，接近 l时，表示同一属性值在地区间呈现显
著的空间正相关关系 ；接近 一1时表示 同一属性变
量呈现显著的空间负相关关系；等于 0时表示属性
变量在地区间不具有空间相关性。由于样本城市选
取的特殊性，空间权重矩阵 采用各城市中心所在
地经纬度来构造，并借助于 MatlabR2011及相关软
件包计算。结果表明，样本城市经济增长和发展的
空间自相关系数从 2002年开始均为正，并且显著。
这说明样本城市的经济增长和经济发展基本呈全局
空间正相关分布，显著偏离随机分布。虽然因城市
区位非连续性而依赖程度较小，但城市化对于经济
发展仍存在空间溢出可能。
(2)空间计量模型设定
空间相关性检验证 明样本城市的经济发展存在
空间相关性 ，因此应借助于空间面板模型测度城市
化经济发展效应中的空间溢出部分。在此之前，需
要先对空间计量模型具体形式 的设定予 以判别 ，从
而在理论模型基础上明确具体的计量模型形式。空
间计量模型包括空间滞后模型(SLM)、空间误差模
型(SEM)和空间杜宾模型 (SDM) ，表达式分
别为 ：
Yi =pWi +X 卢+ +A + “ (5)
Yi,：X 8+ i+ s+8it，
s“：A W “+0 (6)
YI￡ pWqY +X tp+W X 0+ + t+8|c
(7)
其 中，l，为因变量， 为 n×k的外生 自变 量矩
阵，P、0为空间自回归系数， 为 11,X rt的空间权值
矩阵， y、WX为空间滞后因变量， 和 A 分别表示
空间和时间上的特定效应 ， 为随机误差项 。
由结果可知，城市化经济发展效应三个层次的
· 10· 城市科学
《城市问题}2013年第 9期 城市化经济发展效应的实证分析
分析模型(即模型 I、Ⅱ、Ⅲ)的 Moran’sI值均为正且
显著 ，这验证 了选择空间面板模 型的正确性 。在空
间杜宾模型选择性检验中，模型 I的 Wald和 LR检
验统计值的显著性均无法拒绝空间滞后及空间误差
模型的原假设，即模型 I的空间杜宾形式必然被空
间滞后或空间误差形式所替代。进一步地，空间滞
后模型较空间误差模 型在滞后项 、误差项 以及各 自
稳健性检验的统计值及其显著性方面更为显著，因
此应选择空间滞后模型。而在模型效应选择方面，
Husman检验值显著，意味着该模型应选择固定效
应。因基础设施的地理位置相对固定，受时间变化
影响比受地理因素影响更为明显，故加入时间虚拟
变量，即对于模型 I的估计选择具有 时间固定效应
的空间滞后面板模型形式。同理，模型Ⅱ、Ⅲ的空间
杜宾形式均无法被相应的空间滞后和空间误差模型
所替代。在模型 Ⅱ中，因市比城的要素流动性更强，
故加入地区虚拟变量，选择具有双向固定效应的空
间杜宾模型。而在模型Ⅲ中 ，Husman检验值显示该
模型符合随机效应，故选择具有随机效应的空间杜
宾模型进行估计。
通过选取模型 I、Ⅱ、Ⅲ具有时间固定效应 的空
间滞后模型、具有双 向固定效应 的空 间杜宾模型和
具有随机效应的空间杜宾模型进行估计，并取对数
以平抑数据波动，可得到城、市以及城市化经济发展
效应的实证分析模型分别为：
lnGDP“=pW lnGDPi~+flln(GL，GS，YD，YH，
YZ，jc，FDC)“+ 。+占1 (8)
lnGDP“=pW lnGDP~+Bln(RK，CX，DK，LS)“
+W 01n(RK，CX，DK，LS) + +A + 2 (9)
lnRJGDP“ = pWf InRJGDPj,+ Bin(CSH，JC，
ZZ，LSS，DKS)“+ WffOln(CSH，JC，ZZ，LSS，DKS)
+ n+ 3 (10)
(3)结果的实证分析
本文借助于 MatlabR2011及相关软件包对城
市化经济发展效应进行实证分析，结果如表 1所
示 。
表 1 中国 35座城市的城市化经 济发 展效应
I：城的经济发展效应 Ⅱ：市的经济发展效应 III：城市化的经济发展效应
lnGDP lnGDP lnRJGDP
0LS SLM OLS SLM SDM 0LS SLM SDM
一 0．1 0．11⋯ 0．02 0．13 0．14⋯ O．26 0．26‘ 0．19
lnGL 1nRK lnCSH
(一0．55) (5．41) (0．97) (2．77) (2．96) (2．16) (1．70) (1．27)
一 1．89⋯ 0．12 O．16⋯ 0．O5。’ 0．07‘ —O．31’’ 一0．12 一0．14
lnGS lnCX lnJC
(一4．48) (0．29) (5．49) (1．96) (2．24) (一2．54) (一0．90) (一0．O1)
0．98 0．02 0．67⋯ 0．14⋯ 0．12⋯ 0．05 一0．01 一0．O8
lnYD lnLS lnZZ
(2．78) (0．58) (15．02) (4．55) (3．47) (0．69) (一0．02) (一0．94)
一 0．10 O．06⋯ 0．17⋯ O．13⋯ 0．14⋯ 0．4l⋯ 0．30 0．13
lnYH lnDK lnLSS
(一0．55) (2．84) (5．53) (3．30) (3．52) (3．52) (2．40) (0．95)
一 1．47⋯ 0．18⋯ 一0．61 ‘ 0．04 0．03 O
． 25‘’
lnYZ W lnRK lnDKS
(一3．66) (3．56) (一2．56) (0．39) (0．31) (1．99)
0．54‘‘ 0．08 0．40‘’ 一0．34
lnDX W lnCX WlnCSH
(2．06) (2．57) (2．41) (一0．36)
1．59⋯ 0．36⋯ —O．4l‘ 一1．78⋯
lnJC WlnLS WlnJC
(9．18) (6．55) (一1．82) (一2．90)
1．76⋯ 0．14⋯ 0．03 一0．1l
lnFDC WlnDK WlnZZ
(8．47) (3．69) (0．12) (0．23)
0．O1
R2 O．4 0．99 WlnLSS
(0．01)
0．28⋯ 2．15 ’
p／h R 0．95 0．991 0．992 W lnDKS
(5．33) (2．51)
一 0．10 一O．O1
Log—L 一855．32 —78．13 p／k R O．2O O．33 0．24
(一0．66) (一0．05)
Log—L 40．61 341．84 350．62
0．35⋯ 一0．18
p／h
(3．41) (一1．12)
O．62⋯ O．7l⋯
Teta
(6．76) (7．00)
Log—L 一372．49 —358．26 —342．95
注：{十 、+十、十分别表示在 1％、5％与 10％的显著性水平下显著。
城市科学
《城市问题}2Ol3年第9期 城市化经济发展效应的实证分析
由表 1可知，每一层次的城市化经济发展效应
均包括两部分，增长效应和空间溢出效应。由于普
通面板模型未包含空间变量 ，故释义为城市化的增
长效应。而空间面板模型中既包含在各城市解释变
量之间传导的溢出效应，也包含借助于被解释变量
传导的直接影响，二者之和可释义为城市化对经济
发展的空间溢出效应 。纵观三个模型的实证结果 ，
空间面板模型无论在拟合优度还是极大似然 比方面
均优于普通面板模型 ，再次验证 了忽略空间溢出效
应而仅从城市化 的经济增长效应角度来研究城市化
对经济发展的作用是片面的。
在城 的经济发展效应模型 中，城的空间溢 出效
应仅包含直接影响这 一种类型。公路里程、城市供
水、用电和液化气、邮政与电讯、城市建成区面积和
房地产投资完成额分别增加 1％，通过经济增长的
空间滞后效应，即城市间经济增长溢出或直接影响
传导，可带动本地经济分别增长 0．11、o．12、0．02、
o．06、0．18、o．08、0．36、o．14个百分点。空间 自相
关系数为 0．28，反映城市基础设施 和城市土地变动
1％ ，通过影响其他城市经济增长可带动本地经济显
著变化0．28％。城市基础设施对城外经济增长的
正向直接影响比本地经济增长效应更为显著 ，这与
刘生龙、胡鞍钢在其研究中所得出的交通、通讯基础
设施对于经济增长存在溢出效应的结论基本吻合。
这表明城的经济发展效应主要体现为城市基础设施
建设的空间溢出效应。城发展带来的生产成本节
约、科技含量提升、要素重组、信息通达及区位优越
是现代经济发展 的重要条件 。作 为城 的主要 内容 ，
也作为维系城市基本生产 、生活 的基础条件与城市
经济体系中的重要产业部门，城市基础设施以增加
投资和提高消费的双重机制，为现代化和创新提供
了区位优势 ，成为加速工业化 、城镇化 、信息化 和国
际化的特殊的社会生产力。
在市的经济发展效应模型中，市的空间溢出效
应包括直接影响和溢出效应两部分。人 口、储蓄、社
会零售商品销售额和贷款余额各增加 1％，分别对
经济发展产生 o．02、o．16、o．67和0．17个百分点的
增长贡献 ，以及 0．14、0．07、0．12、0．14个百分点 的
直接影响和 一o．61、o．40、一0．41、0．03个百分点 的
溢出效应。经横向比较得知，市层次的人 口与零售
商品销售额的经济发展空间溢出效应，不及其本地
经济增长效应水平。这表 明，市 的经济发展效应主
要是通过人 口生 活方式 和社会结构 的转换 来实现
的，表现为通过资金流展现的资本逐利性流动，牵动
劳动力流向工资报酬较高的地 区和部门，并形成劳
务流，同时随着劳务流迁徙而使迁出地劳动边际收
益提高、迁入地劳动边际成本降低，进而提高转移人
口的劳动平均收益和生活水平。市的经济发展效应
越强 ，意味着城市及关联地区的国民财富体系及社
会资金循环周转越顺畅 ，即对于经济发展的资金供
给越充足。而且各利益主体的行为(包括生产者、
消费者与城市政府的消费、投资、储蓄与转移支付
等)发挥得越充分，就越为提升全国范围的社会福
利水平做 出更大贡献 ，同时包含消费品、服务 、要素、
房地产，以及产权交易市场的城市市场体系结构也
更加完备 。
在城市化的经济发展效应模型中，由于在城市
化经济运行背景下城 和市 的相互影 响，二者 的经济
发展效应不同于模型 I、Ⅱ。市辖区贷款余额提升
1％，会分别带来 o．25和 2．15个百分点的直接影响
和间接溢出，说明贷款有能力成为城市化推进经济
发展的主动力量。而除贷款余额、零售总额分别存
在 2．40和 0．14的正 向空间溢 出效应外 ，其他变量
总空间溢出均为负值，且建成区面积增加 1％会引
致其他城市经济发展下降 1．92个百分点，即城的面
积扩张会 引致其他 城市经济发展水平下滑 ，这反 映
出建立在城市盲目扩张基础上的城市化不利于经济
的可持续发展。横 向比较城市化的本地经济增长效
应和空间溢出效应可知：城市化率提升 1％，二者分
别变化 0．26和 一0．15个百分点 ，且后者不显著 ；除
市辖区住宅投资这一城指标外，其他变量的本地经
济增长效应与空间溢出效应同向变化；除贷款余额
这一市指标外，其他变量的空间溢出总效应均小于
本地经济增长效应。这从更深层次上反映出以资金
运转、经济集聚及人口增长为主要内容的市，比以城
市土地 、基础设施为基本 内容的城具有更为显著的
区域经济发展正向空间溢出效应，这基本符合当前
城市的核心是市 ，而城市化的核心是市场化这一客
观现实。
四 结论
城市化对经济运行能够发挥一定的发展效应 ，
这种发展效应包括增长效应和空间溢出效应。综合
看来，城经济的空间溢出效应略大于市经济和城市
化经济的空间溢出效应 。应建立集约性更强 、质量
更高的城市基础设施，并使其能够便利城市间商流
物流的沟通，从而便利城经济空间溢出效应的直接
· 12· 城市科学
《城市问题)2Ol3年第 9期 城市化经济发展效应的实证分析
传导。从选取变量的显著性而言，城和市的空间溢
出效应比各 自的本地经 济增长效应更为显著 ，城市
化 的空间溢出效应不及其本地经济增长效应显著。
这说明样本城市对城市化 的吸收大于空间溢出，也
说明我国城市化的集聚经济效应尚未发展到能够充
分溢出的水平 ，所以应大力发展城市问市场 ，便利市
的空间溢出效应的传导。三个层次对于经济增长的
空间溢出效应均以经济增长或发展为主要传播媒
介，说明样本城市的城市化空间溢出属被动传导型。
因此，为激励城市化高效推进经济发展，应积极提升
城市化效率、顺畅效应传导渠道，促使被动传导型的
城市化空间溢出效应转变为主动传导型。
【Abstract】 To fully grasp the impact of urbanization on
economic development， urbanization is in theory divided into
three levels，that is， polis，mart and urbanization． This essay
selects 35 sub—-provincial cities above as samples and uses spa-
tial econometric analysis to measure respectively the three levels
of contribution to economic development and space overflow．
The results show that the space is an important variable to affect
the economic development effects of urbanization，the urbaniza—
tion of space between the sample cities spillover effects of pas—
sive conduction type． In order to stimulate the urbanization effi —
cient to promote economic development，we should enhance the
efficiency of urbanization positive，smooth the effects of conduc-
tion channels，and change from passive to overflow to take the
initiative to overflow
【Key words】 pulis；mart；urbanization；economic de—
velopment effect；space measurement analysis method
[2]
[3]
[4]
[5]
[6]
[7]
[8]
参考文献
周振华．增长轴心转移：中国进入城市化推动型经济增长阶
段[J]．经济研究，1995(1)：3一lO
施建刚，王哲．中国城市化与经济发展水平关系研究[J]．中
国人口科学，2012(2)：36—46
陈明星，陆大道，查良松．中国城市化与经济发展水平关系的
国际比较[J]．地理研究 ，2009(2)：464—474
赵显洲．我国城市化与经济发展相互关系的动态分析[J]．中
国软科学 ，2006(9)：116—121
顾朝林，吴莉娅．中国城市化研究主要成果综述[J]．城市问
题 ，2008(12)：2—12
胡鞍钢．城市化是今后中国经济发展的主要推动力 [J]．中国
人口科学，2003(6)：1—8
王雅莉．城市化经济运行分析 [M]．上海：三联书店，2004：
122 一l35
吴福象，刘志彪．城市化群落驱动经济增长的机制研究——
来自长三角 16个城市 的经验证 据 [J]．经济研究 ，2008
(11)：126—136
[9]
[10]
[12]
[13]
[14]
[15]
[16]
[17]
李海波，陶章华．城市化——经济发展的动力源[J]．经济体
制改革 ，2001(3)：91—93
杨治，杜朝晖．经济结构的进化与城市化[J]．中国人民大学
学报 ，2000(6)：82—88
刘生龙，胡鞍钢．基础设施的外部性在中国的检验：1988—
2007[J]．经济研究，2010(3)：4—15
张学 良．中国交通 基础设施促进 了区域经济增 长吗——兼 论
交通基础设施 的空间溢出效应[J]．中国社会科学，2012
(3)：60—77
张浩然，衣保中．基础设施、空间溢出与区域全要素生产
率——基于中国266个城市空间面板杜宾模型的经验研究
[J]．经济学家，2012(2)：61—67
Renaud，B．National Urbanization Policy in Developing Countries
[J]．Oxford University Press，1981：17—18
Anselin，L．Local Indicators of Spatial Association—LISA[J]．
Geographical Analysis，1995(2)：93—115
Brun J．F．，J．L．Combes，M．F．Renard．Are There Spillover
Efleets between the Coastal and Noncoastal Regions in China?
[J]．China Economic Review，2002(13)：161—169
Ying L．G． Measuring the Spillover Effects：Some Chinese Evi-
dence[J]．Papers in Regional Science，2000(1)：75—89
(编辑：王明哲；责任编辑：李小敏)
城市科学 ·13·
