论文部分内容阅读
摘要：从近些年世界经济发展趋势来看，产业结构发展和城镇化进程的关系日趋显著，本文从这两者之间的关系视角出发，采用计量经济学方法：单位根检验和协整检验法，定量分析中国产业结构和城镇化之间的关系。
关键词：城市化；产业结构；计量分析
一、引言
自改革开放以来，中国逐步加大城市化进程，目前已经进入了新的城市化阶段，这个步伐的加快给中国经济带来巨大的机会和挑战。在中国加快城市化进程过程中，产业结构升级调整也为城市化的深化提供了强大的支撑力，同时城市化进程的加快又在一定程度上促进了产业结构的升级调整。因此在清晰城市化与产业结构演进特征的基础上，理清城市化与产业结构优化之间的互动机制，探讨城市化与产业结构互动效应的发挥，显得必要而紧迫。
二、人口城市化和产业结构关系的实证分析
（一）数据来源与说明
本文选取1990-2012年间的数据，数据来源于《中国统计年鉴》和相关资料数据统计，用后两大产业（二、三产业）产值比重表示产业结构水平，记作ST；用常住城镇人口来表示城市化进程水平，记作UR。在实证之前，对数据进行相关平稳性检验，防止不必要的异方差性的出现，因此本文在分析时采用各变量的对数表示，记为LST、LUR。
（二）时间序列的平稳性检验
文章实证选用常用平稳性检验方法（ADF检验法），对LST和LUR 以及其差分序列进行平稳性检验，检验方程按照相关原则确定滞后阶数。检验结果表明在 10%的显著水平下，LST是非平稳序列，Δ2LST和Δ2LUR是平稳序列。由此可知：在在 10%的显著性水平下，LST是平稳序列，LUR ～I（2）是二阶单整序列。
（三）协整检验
首先，构建向量自回归（VAR）模型，为探求人口城市化（UR）与产业结构（ST）间协整关系，计量经济学中检验方法有两种：E-G（Engle-Granger）两步检验法和 Johansen 迹检验法。为了考察变量间长期关系的同时，还得考察其短期关系，故选用 Johansen 迹检验法。构建 VAR（K）理论模型（罗伯特，1999），如下：
Yt=∑ki=1ΠiYt-1+u+βi（1）
（1）中，Y 为LUR 和LST 的例向量组成的矩阵；i 为滞后期，k 为最大滞后期，u 为截距项矩阵，β 表示随机误差项矩阵。本文在综合考虑模型的 AIC 准则基础上确定最佳滞后阶数，选取确定阶数为 2，建立 VAR（2）模型如下：
LURt=-0257946LSTt-1+ 0293618LSTt-2+1625326LURt-1-0648194LURt-2-0061366（2）
R2=0999189R—2=0998987
F=4930632AIC=-6930916SC=-6682221
LSTt= 0689134 LSTt-1-0226063LSTt-2+0390147LURt-1-0279773LURt-2 1980934（3）
R2=0986384R—2=0982980
F=2897803AIC=-7136100SC=-6887404
式（2）和式（3）中，LnUR 和LnST 两向量自回归函数的判决系数（R2）分别为 09989 和 09829，F 值分别为 4930632 和 2897803，模型拟合效果较好，变量间的线性关系显著。利用式（2）和式（3）为基础，LnUR 和LnST 两个时间序列进行 Johansen 迹检验法，检验结果，见表 2。
原假设特征值迹统计量5%临界值p值
None *0.516223.74815.4940.0023
At most 1 *0.36949.2223.8410.0024
上表给出了无约束情形下的协整秩检验，共有五列，第一列表示协整关系的个数，这里有两个检验的原假设，可以判断出两个假设检验结果都是拒绝原假设，因此检验结果认为，这个模型在0.05的显著性水平下存在两个协整关系。
为此用 OLS 法构建模型：
LST=3.522692+0.252055LUR（4）
（57.18057）（14.81128）
式（4）确定变量间的长期均衡关系。此表明，LUR 和LST 的上述协整关系成立。显然，城市化水平的提高对于我国产业结构的优化升级具有较大的积极作用。再通过格兰杰因果检验得到：在 1%的显著性水平下，在滞后期前期，城市化进程的加快是我国产业结构升级调整的重要原因；在滞后期后期，产业结构升级调整又是城市化进程加快的原因。这种双线因果关系表明，在现实经济活动中，这两者之间是相互影响的。
三、结论及政策建议
本文对城市化的变动与产业结构之间的关系进行了实证研究，由此得出以下结论：
1、通过上述平稳性检验和协整检验构建的方程式可以看出，城市化和产业结构在长期是正相关关系，长期内，产业结构调整对于城市化的弹性为0.25；
2、短期内，城市化进程和产业结构调整之间的关系较长期有些许变化；
3、从本文的实证结果显示，产业结构升级调整和城市化进程水平之间存在着双向因果关系，在滞后期前期，城市化进程的加快是我国产业结构升级调整的重要原因；在滞后期后期，产业结构升级调整又是城市化进程加快的原因。这种双线因果关系表明，在现实经济活动中，这两者之间是相互影响的。自改革开放以来，我国经济发展过程中必须注重产业结构升级和城市化进程加快共同进步，共同提高。（作者单位：南京财经大学）
参考文献：
[1]曾芬钰.城市化与产业结构优化[J].当代经济研究，2002，（9）：31-36.
[2]干春晖，余典范.城市化与产业结构的战略性调整和升级[J].上海财经大学学报，2003，（4）：4-10.
[3]Lucas R E Jr.On the mechanics of economic development[J].Journal of Monetary Economics，1988，49：783-792，
关键词：城市化；产业结构；计量分析
一、引言
自改革开放以来，中国逐步加大城市化进程，目前已经进入了新的城市化阶段，这个步伐的加快给中国经济带来巨大的机会和挑战。在中国加快城市化进程过程中，产业结构升级调整也为城市化的深化提供了强大的支撑力，同时城市化进程的加快又在一定程度上促进了产业结构的升级调整。因此在清晰城市化与产业结构演进特征的基础上，理清城市化与产业结构优化之间的互动机制，探讨城市化与产业结构互动效应的发挥，显得必要而紧迫。
二、人口城市化和产业结构关系的实证分析
（一）数据来源与说明
本文选取1990-2012年间的数据，数据来源于《中国统计年鉴》和相关资料数据统计，用后两大产业（二、三产业）产值比重表示产业结构水平，记作ST；用常住城镇人口来表示城市化进程水平，记作UR。在实证之前，对数据进行相关平稳性检验，防止不必要的异方差性的出现，因此本文在分析时采用各变量的对数表示，记为LST、LUR。
（二）时间序列的平稳性检验
文章实证选用常用平稳性检验方法（ADF检验法），对LST和LUR 以及其差分序列进行平稳性检验，检验方程按照相关原则确定滞后阶数。检验结果表明在 10%的显著水平下，LST是非平稳序列，Δ2LST和Δ2LUR是平稳序列。由此可知：在在 10%的显著性水平下，LST是平稳序列，LUR ～I（2）是二阶单整序列。
（三）协整检验
首先，构建向量自回归（VAR）模型，为探求人口城市化（UR）与产业结构（ST）间协整关系，计量经济学中检验方法有两种：E-G（Engle-Granger）两步检验法和 Johansen 迹检验法。为了考察变量间长期关系的同时，还得考察其短期关系，故选用 Johansen 迹检验法。构建 VAR（K）理论模型（罗伯特，1999），如下：
Yt=∑ki=1ΠiYt-1+u+βi（1）
（1）中，Y 为LUR 和LST 的例向量组成的矩阵；i 为滞后期，k 为最大滞后期，u 为截距项矩阵，β 表示随机误差项矩阵。本文在综合考虑模型的 AIC 准则基础上确定最佳滞后阶数，选取确定阶数为 2，建立 VAR（2）模型如下：
LURt=-0257946LSTt-1+ 0293618LSTt-2+1625326LURt-1-0648194LURt-2-0061366（2）
R2=0999189R—2=0998987
F=4930632AIC=-6930916SC=-6682221
LSTt= 0689134 LSTt-1-0226063LSTt-2+0390147LURt-1-0279773LURt-2 1980934（3）
R2=0986384R—2=0982980
F=2897803AIC=-7136100SC=-6887404
式（2）和式（3）中，LnUR 和LnST 两向量自回归函数的判决系数（R2）分别为 09989 和 09829，F 值分别为 4930632 和 2897803，模型拟合效果较好，变量间的线性关系显著。利用式（2）和式（3）为基础，LnUR 和LnST 两个时间序列进行 Johansen 迹检验法，检验结果，见表 2。
原假设特征值迹统计量5%临界值p值
None *0.516223.74815.4940.0023
At most 1 *0.36949.2223.8410.0024
上表给出了无约束情形下的协整秩检验，共有五列，第一列表示协整关系的个数，这里有两个检验的原假设，可以判断出两个假设检验结果都是拒绝原假设，因此检验结果认为，这个模型在0.05的显著性水平下存在两个协整关系。
为此用 OLS 法构建模型：
LST=3.522692+0.252055LUR（4）
（57.18057）（14.81128）
式（4）确定变量间的长期均衡关系。此表明，LUR 和LST 的上述协整关系成立。显然，城市化水平的提高对于我国产业结构的优化升级具有较大的积极作用。再通过格兰杰因果检验得到：在 1%的显著性水平下，在滞后期前期，城市化进程的加快是我国产业结构升级调整的重要原因；在滞后期后期，产业结构升级调整又是城市化进程加快的原因。这种双线因果关系表明，在现实经济活动中，这两者之间是相互影响的。
三、结论及政策建议
本文对城市化的变动与产业结构之间的关系进行了实证研究，由此得出以下结论：
1、通过上述平稳性检验和协整检验构建的方程式可以看出，城市化和产业结构在长期是正相关关系，长期内，产业结构调整对于城市化的弹性为0.25；
2、短期内，城市化进程和产业结构调整之间的关系较长期有些许变化；
3、从本文的实证结果显示，产业结构升级调整和城市化进程水平之间存在着双向因果关系，在滞后期前期，城市化进程的加快是我国产业结构升级调整的重要原因；在滞后期后期，产业结构升级调整又是城市化进程加快的原因。这种双线因果关系表明，在现实经济活动中，这两者之间是相互影响的。自改革开放以来，我国经济发展过程中必须注重产业结构升级和城市化进程加快共同进步，共同提高。（作者单位：南京财经大学）
参考文献：
[1]曾芬钰.城市化与产业结构优化[J].当代经济研究，2002，（9）：31-36.
[2]干春晖，余典范.城市化与产业结构的战略性调整和升级[J].上海财经大学学报，2003，（4）：4-10.
[3]Lucas R E Jr.On the mechanics of economic development[J].Journal of Monetary Economics，1988，49：783-792，