河南省經濟增長與城市化實證研究

吳威

關鍵詞：經濟增長;城市化;實證研究

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

收錄日期：2018年10月16日

一、引言

根據2017年河南省統計年鑒，河南省的人均GDP水平已經從2000年的5，450元增長到了2016年的42，575元，增長了近7.8倍。同時，河南省的城鎮化率從2000年的23.2%增長到了2016年的48.2%，增長了2倍。從實際情況來看，河南省城市化水平的提高與經濟增長有著密不可分的關系。

關于城市化與經濟增長，大量的國內外文獻主要集中在對兩者相關性的研究，且顯示為正相關關系。大多數學者采用的是多個國家的截面數據分析，錢納里（1975）對90個國家和地區的數據資料進行回歸分析發現城市化率和人均GDP呈一般對應的關系。亨德森（Henderson，2000）對不同國家采用橫截面數據分析，結果表明城市化水平與人均GDP呈正相關，并且相關系數為0.85。周一星（1995）對1997年世界上157個國家和地區的經濟數據進行分析，發現城市化水平與經濟增長有著非常明顯的對數關系，且相關系數為0.91。也有部分學者采用面板數據進行分析，施建剛、王哲（2011）利用1987～2008年的中國省際面板數據對我國城市化與經濟增長的關系進行分析，結果表明城市化與經濟增長在短期內存在相互促進的作用。

針對我國的具體分析基本上停留在全國層面上的時序分析，張廣威（2017）基于1978～2014年的我國的城市化率和人均GDP的數據研究我國城市化與經濟增長之間的關系，結果表明城市化與經濟增長具有長期正相關關系，經濟增長對城市化的推動作用大于城市化對經濟增長的推動作用。彭鑫、管衛華（2016）選取了1978～2012年的中國城市化率和人均GDP指標對我國城市化和經濟增長之間的相互作用機制進行了分析，結論表明中國城市化和經濟增長之間存在長期均衡關系，城市化是構成經濟增長的格蘭杰原因，而經濟增長對于城市化雖有一定的影響，但是不能構成其主要原因。

很少有以某一個省份為樣本來研究，王曉玲（2016）對吉林省1972～2013年人均GDP和城市化的響應關系進行實證研究，表明吉林省的經濟增長和城市化之間存在雙向互動的關系，城市化對經濟增長的促進作用要強于經濟增長對城市化的推動作用。趙黎晨、李曉飛（2017）采用河南省1978～2014年的時序數據和河南省18個地市2005～2014年的面板數據通過建立VEC模型及固定效應變系數模型，結論表明河南省的經濟增長和城市化水平存在長期穩定的協整關系，河南省的經濟增長是推動城市化進程的原因，但城市化水平并沒有明顯促進經濟增長，而且各地市的城市化水平對經濟增長的貢獻存在差異，空間關聯性較低。

本文采用1978～2016年相關數據，用河南省的城鎮人口占總人口的比重反映河南省的城市化率，用河南省的人均GDP指標反映河南省的經濟增長，建立VAR模型，通過運用ADF檢驗、協整檢驗、脈沖響應函數和方差分解等方法來分析河南省的城市化與經濟增長之間的關系。除引言之外，論文主要分三個部分：首先介紹數據和指標的選取;其次進行實證分析;最后是結論與建議。

二、數據來源及數據處理

本文以1978年為基期的實際人均國民生產總值（GDP）來衡量河南省的經濟發展水平，從數據的可得性和口徑的一致性出發，本文選擇用城鎮人口比重作為衡量城市化水平的指標。為了消除可能存在的異方差，對所選擇的變量取自然對數形式。城市化水平LnX=Log（城鎮人口/總人口）;LnY=log（GDP總量/總人口）。依據2017年《河南省統計年鑒》，采用ADF檢驗、協整檢驗、脈沖響應函數及方差分解等研究方法，通過建立VAR模型探索河南省經濟增長與城市化之間的關系，計量分析均由Eviews8.0完成。

三、平穩性檢驗

首先，對LNX和LNY時間序列進行ADF檢驗。人均GDP的自然對數LNY和城市化率的自然對數LNX的ADF檢驗值均大于1%、5%、10%的臨界值，應接受原假設，說明LnX和LnY時間序列均為非平穩序列;其次，對LNX和LNY時間序列的一階差分和二階差分進行ADF檢驗。LNX二階差分的ADF檢驗值小于1%的臨界值，拒絕原假設，為平穩序列;LNY二階差分的ADF檢驗值小于1%的臨界值，也是平穩序列。經過單位根檢驗，LNX和LNY都是二階單整序列，具有二階單整性，即LNX～I（2），LNY～I（2）。

四、協整檢驗

為了進一步分析河南省城市化和經濟增長之間是否存在長期的均衡關系，下面對城市化變量和經濟增長變量進行協整分析。本文采用EG兩步法來檢驗兩者的協整關系，首先協整回歸方程，再檢驗殘差項的平穩性。通過上面的分析可知，兩變量序列LnX和LnY均為二階單整，滿足協整檢驗的前提，故可以檢驗二者是否存在協整關系。首先，建立回歸模型，估計LnY對LnX的回歸方程，即：LnYt=c+βLnXt+et。

根據1978～2016年的數據對其進行OLS估計，得到：

其次，檢驗上述模型的殘差是否為平穩序列，即e是否為I（0）序列。有上述回歸方程得到殘差序列e，并對e進行單位根檢驗。ADF檢驗采用不包含常數項和趨勢項的檢驗。由ADF檢驗結果可知，ADF的統計量為-1.91168小于顯著水平為0.05、0.1時的臨界值。因此可以認為殘差序列e為平穩序列，這表明LnX和LnY之間存在協整關系。

根據EG兩步法的原理，上述協整回歸方程不僅揭示了河南省城市化對經濟增長的影響度，而且還表明了他們之間存在長期均衡關系。可以看出，城市化水平每變動1%，人均GDP將同方向變動3.6964%。

五、VAR模型建立

建立VAR模型首先要確定其最佳滯后項，本文分別計算出0～4階基于AIC、LR、SC、HQ等選擇標準統計量，滯后期為2時效果最佳，因此確定所建立的VAR模型最佳滯后期為2。AR特征根的檢驗結果表明所有單位根倒數均在單位圓內，說明模型穩定有效。

（一）脈沖響應函數。為了反映城市化與經濟增長之間的動態關系。可以在自回歸模型的基礎上建立一個沖擊響應模型，用來衡量來自某個內生變量的隨機擾動項的一個標準差沖擊對于VAR模型中所有內生變量當前值和未來取值的影響。

由脈沖響應函數圖像可知，城市化水平對于其自身的一個標準差沖擊響應的開始時反應較強，但從第4期以后效應逐漸減弱，城市化對于經濟增長的一個標準差沖擊響應的反應強烈，一直保持一個上升的態勢，在第6期左右效應明顯超過對自身的反應。經濟增長對于其自身的一個標準差沖擊響應的反應較強，在第4期達到最高，隨后緩慢下降，而經濟增長對于來自城市化水平沖擊的反應相對較弱，一直保持緩慢減少的態勢。

從整體來看，城市化水平受到經濟增長因素的影響和積累效果明顯比自身強度大，可見經濟增長是城市化水平提高的重要原因。

（二）方差分解。所謂方差分解法，就是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步測度不同結構沖擊的重要性。從方差分解結果可以看出：城市化在開始時受到自身波動的影響較大，但隨后逐漸減弱。從第1期開始來自經濟增長方面的影響開始增大，直到第9期時，來自經濟增長方面的影響開始超過來自自身的影響水平，這說明經濟增長對城市化的貢獻整體上呈現出不斷增大的趨勢，并最終超過自身的貢獻，即經濟增長是城市化水平提高的重要原因。

另外，經濟增長在第1期就同時受到自身和城市化兩個方面的影響，就總體貢獻率來講，來自自身的貢獻一直大于來自城市化的貢獻。雖然后期來自自身的貢獻率在下降，來自城市化的貢獻率在上升，但是這種上升和下降的幅度都太小，說明城市化對經濟增長的貢獻度有限，它并不是經濟增長的主要原因。

六、結論與建議

通過對1978～2016年河南省城市化和經濟增長關系建立VAR模型及相關分析，得出以下結論：通過協整分析發現河南省城市化和經濟增長之間存在長期的動態均衡關系，具體表現為城市化水平每變動1%，人均GDP將同方向變動3.6964%;通過格蘭杰因果檢驗得到經濟增長對城市化水平提高的效應比城市化對經濟增長的推動效應更為明顯;通過脈沖響應函數圖像可以看出，城市化受到來自經濟增長因素的影響及積累效果比來自自身明顯，可見經濟增長是城市化水平提高的重要因素;通過方差分析發現經濟增長對城市化的貢獻整體上呈現出不斷增大的趨勢，并最終超過自身的貢獻，即經濟增長是城市化水平提高的重要原因。

從上述研究結果來看，河南省經濟增長對城市化的推動作用要強于城市化對經濟增長的促進作用。這是由于河南省是一個農業大省，第一產業在產業結構中占很大比重，產業結構不合理且層次低是造成這一結果的主要原因。只有提高河南省城市化率，才能實現經濟增長與城市化的齊頭并進。首先，破除封閉的城鄉二元結構，改革戶籍制度和土地管理制度，完善教育、醫療等社會保障制度，激發市場活力，充分發揮城市的集聚效應，重點發展特色小城市和特色小城鎮;其次，優化產業結構，大力推動“大眾創業、萬眾創新”，培育經濟增長的新動力，轉變產業發展的方式，實現由粗放型向集約型轉變，加強城市間的產業合作，優勢互補，建立產業集聚城市。

主要參考文獻：

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