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

【關(guān)鍵詞】城鎮(zhèn)化 機(jī)制 VAR模型 經(jīng)濟(jì)增長

一、基于時(shí)間序列的城鎮(zhèn)化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)增長機(jī)制實(shí)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(jì)年鑒》，其中人均固定資產(chǎn)投資為全社會(huì)固定資產(chǎn)投資除以總?cè)丝谟?jì)算得來。計(jì)算軟件為Eviews7.2版本。城鎮(zhèn)化率（U）用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎荆划a(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(huì)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(fèi)水平（PC）來表示消費(fèi)變量。為消除時(shí)間序列中存在異方差，對(duì)上述變量均取對(duì)數(shù)。

（二）實(shí)證研究

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為避免時(shí)間序列出現(xiàn)偽回歸而造成結(jié)論無效，本文用ADF檢驗(yàn)法對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在5%置信水平下LNU、LNI、LNPC、LNW的T統(tǒng)計(jì)量值均大于臨界值，表明時(shí)間序列是非平穩(wěn)序列。其一階差分ΔLNU、ΔLNI、ΔLNPC、ΔLNW的T統(tǒng)計(jì)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(yàn)。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(yàn)，在5%置信水平下其跡統(tǒng)計(jì)量表明DLNU、DLNI、DLNPC與DLNW之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

VAR模型估計(jì)：本文采用四變量滯后二階VAR模型估計(jì)，估計(jì)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(yàn)：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(yīng)及方差分解分析。

3.格蘭杰非因果性檢驗(yàn)。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(duì)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(fèi)、人均固定資產(chǎn)投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)。

4.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫的是在隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)上施加一個(gè)單位（或標(biāo)準(zhǔn)差）沖擊之后，對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來值所帶來的影響。對(duì)一個(gè)變量的沖擊直接影響這個(gè)變量，并通過VAR模型的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)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(yīng)函數(shù)描述出各個(gè)效應(yīng)對(duì)DLNU沖擊的各個(gè)動(dòng)態(tài)反應(yīng)過程。

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圖1 Reponse of DLNPC to DLNU

圖1顯示人均居民消費(fèi)增長率對(duì)城鎮(zhèn)化率的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的響應(yīng)。在第一期人均居民消費(fèi)增長對(duì)城鎮(zhèn)化率的沖擊即有正向響應(yīng)，大約為0.006，即城鎮(zhèn)化率提升一個(gè)百分點(diǎn)，人均居民消費(fèi)增長率大約提升0.006個(gè)百分點(diǎn)。第二期這種正向響應(yīng)達(dá)到最大約為0.007，此后人均居民消費(fèi)增長率急劇下降，從第三期開始轉(zhuǎn)為負(fù)向響應(yīng)，且這種負(fù)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(yīng)，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(yīng)，約為0.02，即城鎮(zhèn)化率提升一個(gè)百分點(diǎn)會(huì)帶來人均固定資產(chǎn)投資增長約0.02個(gè)百分點(diǎn)。此后正向響應(yīng)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(fù)增長，且負(fù)向效應(yīng)一直持續(xù)到第五期，從第六期開始又轉(zhuǎn)變?yōu)檎?yīng)，一直持續(xù)到第11期，此后波動(dòng)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(dòng)率受到城鎮(zhèn)化率沖擊后第一期即有正向響應(yīng)，第二期正向效應(yīng)達(dá)到最大，為0.006。此后正向效應(yīng)沖擊減弱，第三期開始轉(zhuǎn)為負(fù)向作用，負(fù)向響應(yīng)持續(xù)兩期后再次轉(zhuǎn)為正向響應(yīng)，此后持續(xù)三個(gè)時(shí)期收斂，總體上城鎮(zhèn)化對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有正向促進(jìn)作用。

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作者簡(jiǎn)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(xué)，就職于西安財(cái)經(jīng)學(xué)院，研究方向：經(jīng)濟(jì)學(xué)。