城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的促進機制研究

【摘要】本文基于時間序列的城鎮(zhèn)化進程與經(jīng)濟增長機制實證分析，建立反應城鎮(zhèn)化率與人均居民消費、人均固定資產(chǎn)投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級間動態(tài)關(guān)系的VAR模型，在模型的基礎(chǔ)上，應用脈沖響應函數(shù)分析了城鎮(zhèn)化與這些因素之間的動態(tài)關(guān)系。

【關(guān)鍵詞】城鎮(zhèn)化 機制 VAR模型 經(jīng)濟增長

一、基于時間序列的城鎮(zhèn)化進程與經(jīng)濟增長機制實證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)選取范圍為1981～2012年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，其中人均固定資產(chǎn)投資為全社會固定資產(chǎn)投資除以總?cè)丝谟嬎愕脕?。計算軟件為Eviews7.2版本。城鎮(zhèn)化率（U）用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量（W）用二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重來表示；用全社會人均固定資產(chǎn)投資（I）來表示投資變量；用全體居民人均消費水平（PC）來表示消費變量。為消除時間序列中存在異方差，對上述變量均取對數(shù)。

（二）實證研究

1.平穩(wěn)性檢驗。為避免時間序列出現(xiàn)偽回歸而造成結(jié)論無效，本文用ADF檢驗法對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。在5%置信水平下LNU、LNI、LNPC、LNW的T統(tǒng)計量值均大于臨界值，表明時間序列是非平穩(wěn)序列。其一階差分ΔLNU、ΔLNI、ΔLNPC、ΔLNW的T統(tǒng)計量值均小于5%水平下臨界值，因此一階差分序列平穩(wěn)，所有變量均為I（1）過程。

2.協(xié)整檢驗。為了研究變量間是否存在長期均衡關(guān)系，根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗，在5%置信水平下其跡統(tǒng)計量表明DLNU、DLNI、DLNPC與DLNW之間存在一個協(xié)整關(guān)系。

VAR模型估計：本文采用四變量滯后二階VAR模型估計，估計結(jié)果如下

DLNI=-0.506*DLNU（-1）-3.385*DLNU（-2）+0.588*DLNI（-1）+0.057*DLNI（-2）-0.630*DLNPC（-1）-0.454*DLNPC（-2）+0.978*DLNW（-1）-0.278*DLNW（-2）+0.319

R2=0.499

DLNPC=0.264*DLNU（-1）-2.913*DLNU（-2）+0.104*DLNI（-1）+0.234*DLNI（-2）+0.329*DLNPC（-1）-0.498*DLNPC（-2）+0.091*DLNW（-1）+0.337*DLNW（-2）+0.169

R2=0.731

DLNW=0.423*DLNU（-1）-0.329*DLNU（-2）+0.037*DLNI（-1）-0.074*DLNI（-2）+0.062*DLNPC（-1）-0.065*DLNPC（-2）+0.021*DLNW（-1）-0.077*DLNW（-2）+0.015

R2=0.492

模型穩(wěn)定性檢驗：VAR模型穩(wěn)定的條件是所有特征方程的根小于1，VAR模型所有特征方程的根均小于1，滿足穩(wěn)定性條件，可用于脈沖響應及方差分解分析。

3.格蘭杰非因果性檢驗。如果由yt和xt滯后值所決定的yt條件分布與僅由yt滯后值所決定的條件分布相同，即f（yt|yt-1，…xt-1，…）=f（yt|yt-1，…），則稱xt-1對yt存在格蘭杰非因果性。在5%置信水平下，原假設(shè)均被拒絕，即城鎮(zhèn)化可以引起人均居民消費、人均固定資產(chǎn)投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動。

4.脈沖響應函數(shù)分析。脈沖響應函數(shù)刻畫的是在隨機擾動項上施加一個單位（或標準差）沖擊之后，對內(nèi)生變量當期值和未來值所帶來的影響。對一個變量的沖擊直接影響這個變量，并通過VAR模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)傳導給其他所有內(nèi)生變量，在VAR模型結(jié)構(gòu)中可以利用沖擊反應函數(shù)描述出各個效應對DLNU沖擊的各個動態(tài)反應過程。

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圖1 Reponse of DLNPC to DLNU

圖1顯示人均居民消費增長率對城鎮(zhèn)化率的一個標準差新息沖擊的響應。在第一期人均居民消費增長對城鎮(zhèn)化率的沖擊即有正向響應，大約為0.006，即城鎮(zhèn)化率提升一個百分點，人均居民消費增長率大約提升0.006個百分點。第二期這種正向響應達到最大約為0.007，此后人均居民消費增長率急劇下降，從第三期開始轉(zhuǎn)為負向響應，且這種負向影響一直持續(xù)到第七期，從第八期開始再次轉(zhuǎn)為正向響應，大約持續(xù)四期后收斂。

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圖2 Reponse of DLNI to DLNU

圖2顯示人均固定資產(chǎn)投資增長率受到城鎮(zhèn)化率沖擊后，在第一期就有正向響應，約為0.02，即城鎮(zhèn)化率提升一個百分點會帶來人均固定資產(chǎn)投資增長約0.02個百分點。此后正向響應力度減弱，第二期后，人均固定資產(chǎn)投資增長率出現(xiàn)了負增長，且負向效應一直持續(xù)到第五期，從第六期開始又轉(zhuǎn)變?yōu)檎?，一直持續(xù)到第11期，此后波動減弱，收斂于0。

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圖3 Reponse of DLNW of DLNU

圖3顯示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動率受到城鎮(zhèn)化率沖擊后第一期即有正向響應，第二期正向效應達到最大，為0.006。此后正向效應沖擊減弱，第三期開始轉(zhuǎn)為負向作用，負向響應持續(xù)兩期后再次轉(zhuǎn)為正向響應，此后持續(xù)三個時期收斂，總體上城鎮(zhèn)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有正向促進作用。

參考文獻

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作者簡介：孫蓉（1977-），女，漢族，陜西咸陽人，講師，碩士研究生，畢業(yè)于西安交通大學，就職于西安財經(jīng)學院，研究方向：經(jīng)濟學。