产业结构、城镇化与我国经济增长关系的ECM模型研究（可编辑） .doc

产业结构、城镇化与我国经济增长关系的ECM模型研究 .财经理论与实践双月刊第 卷 第 期 . 年 月经济管理?产业结构、城镇化与我国经济增长关系的模型研究陈晨子 ,成长春。.河海大学商学院,江苏南京 ; .盐城师范学院,江苏盐城 摘 要:当前我国处于经济增长质量转变的关键时期,产业结构优化、城市化发展都对我国经济增长起到关键的决定作用。本文以我国 年的经济数据为研究对象,通过构建模型说明三者之间的关系,并通过实证检验结果对三者更好的促进三者发展提出相关建议。关键词:产业结构;城镇化;经济增长;模型中图分类号: . 文献标识码:文章编号: ? ? ?化和城镇化的作用 ,文章对管理者提出需要注意一、引言及文献综述金融、工业化与城镇化在经济发展过程中的作用的城镇化是各种要素向城镇聚集的过程,是在一建议。和 以制定的空间体系下经济转换的过程,其涉及到生产力、造业为分析对象,研究了区域产业结构和集聚经济生活方式与居住方式的变化。随着城镇化进程演之间的关系,否定了区域产业结构限制了聚集经济进,城镇化使得产业结构不断优化,城镇化的每个阶发展的假设。段都会有相应的主导产业。产业化发展是城镇化发国内方面,马凤鸣 研究了产业结构转换展的动力,城镇化同时又涵盖了社会生活各方面,经和城镇化之间的关系,指出产业结构转换是经济发济发展决定城镇化,城镇化对经济发展起到决定性展的表现形式,经济持续发展是城镇化的前提,而城作用。现有研究大多是对两因素间研究,甚少对三镇化是经济增长的必然结果 。郝俊卿和曹明明者之间的关系进行分析。 以关中地区为例分析了区域产业结构演进和国外方面, 和城镇化发展的关系,结果表明关中地区产业结构演对二战前东亚的全球化、工业化及城镇化进程进行进和城镇化进程具有明显的时序关系,不同时期二分析,指出贸易自由和运输成本的下降,加之殖民统者的相关关系不同,并且产业结构演进与城镇化发治的状态,打开东南亚边疆地区,活跃了全球贸易并展的不协调程度逐渐加剧 。陈淑云和付振奇创建了少数大型中心城镇,这些结果成为全球经济 以湖北省年时间序列数据为例,的一部分 。以非洲为例,分析了城镇化、房地产投资和经济增长的关系,通过分析了农业、城镇化以及经济增长之间的关系,结果表明农业产值与城镇化率呈反比、城镇化率增加对 因果关系、误差修正模型、脉冲响应函数的分析,表人均 增长具有负面效应 。 明经济增长对城镇化的拉动作用有限,反之却存在 和从工业化与城镇单项因果关系,双方发展不协调。同时,城镇化推进化的角度,分析了金融发展对消费的影响,通过因果产业发展,但反之因果关系不明显 。关系检验验证了在突尼斯经济中长期存在的工业二、计量方法与模型构建化、城镇化、经济增长之间的关系,由于金融发展对本文采用的模型主要有时间序列平稳性检验模于工业化、消费之间存在重要的促进关系,所以需要型、协整检验、误差修正模型。建立健全发达的金融系统,但同时也不能忽视工业收稿日期: ? ? 基金项目: 国家自然科学基金项目“我国沿海经济低谷产业、港口、城镇三位一体发展模式研究”作者简介: 陈晨子 一 ,女,江苏南京人,河海大学商学院博士研究生,研究方向:技术经济及管理;成长春 一 ,男,江苏盐城人,盐城师范学院教授,河海大学博士生导师,研究方向:技术经济及管理。财经理论与实践双月刊 年第 期一 时间序列平稳性检验模型 一 % /对于随时间变化的变量集合 称为随机过 一 程,随机过程存在不随时间改变的情况,称之为白噪其中,盯一 一, 为 阶单位矩阵,音,且符合一 , 一 一 一常数,.: 一 。一 一。一如果随机过程的均值和方差在实践过程上是常对于系数矩阵可以看做代表变量间长期关数,且任何两时期的协方差依赖于两时期的距离和系的系数矩阵。在达到长期均衡时,上式中的差分变滞后,并不依赖协方差的时间,该序列称为平稳。平量都是零向量,随机误差项期望为零,于是一稳序列符合如下性质:,表示长期均衡时变量间关系。一 , 一 一 ,一 三 误差修正模型 ?一对于 的 , 阶自回归分布滞后模型:其中 是滞后 期的协方差, 与 是相隔一口期之间的协方差。在模型两端同时减去 ,在模型右端 ±对于一个随机游走的变量对另一变量进行回归 ,得:可能会导致谬误,变量之间的关系不存在,变量是非一口 届五一平稳的数据。一般称这种因时间关系存在的变动趋一 位 一 一 卜】 势,实际并没有真正联系的情况称之为“伪回归”。其中,为了检验变量的平稳性,通常采用检验,一屈 , 一/ 一屈 , 一届/ 一 通过整理可得模型:?令: 一口。一 ,则: : 位一 。肫一 一 根据. 值不同,存在序列平稳和序列不平稳的以上模型就是模型。状态。 检验相当于对系数进行显著性检验,如果拒绝假设,序列平稳,若不拒绝 一 的零假三、实证研究设,序列是不平稳的。一 模型检验将模型进行变形,其一阶差分表达形式为: 一 ?: 一基于以上模型分析,运用 软件对三变量进行模型操作,建立长短期模型。根据本文研究内容,此时的零假设变为 一 ,若不拒绝零假设,则是平稳序列,此时成一阶差分后的序列是 本文选择城镇人口比率 作为城镇化指标代表,平稳序列,该一阶单整序列记为。 第三产业占总产值比重 豫 作为产业化指标代表,若误差项是自相关的,对模型进行变形,得到: 国内生产总值作为经济总量代表。原始数据来源于中国统计年鉴、社会发展统计公报、中经网等,时 : 口 一间跨度从 年。为避免时间趋势,特对原始其中 表示最优滞后期,若大于临界值表数据进行平减。同时进行取对数处理,一方面避免多示非平稳序列,若小于临界值表示平稳序列。重共线性,另一方面不影响数据关系。二 协整检验表 检验结果采用协整检验,该检验的基本思想是变量 检验值 检验形式 临界值 结论基于向量自回归模型将求极大似然函数问题转换为一 ., 一 . 不平稳求特征根和对应的特征向量问题。 一 ., , 一 . 平稳 一 ., 一 . 不平稳首先建立模型: 一 . , , 一 . 平稳一 艮 一 ., 一 . 不平稳模型中所有 个变量都是一阶单整的, 、 ., , 一 . 平稳为列向量, 、为系数矩阵,注:数据平稳性检验滞后期选取标准以 和 准则共同确为白噪音过程的随机误差项组成的列向量。定,临界值以 水平为标准。对模型进行变换得到 模型: 年第 期 总第 期 陈晨子.成长春:产业结构、城镇化与我国经济增长关系的模型研究 .数据平稳性检验。正如上文模型中所分析建误差修正模型,引进残差系数,确定模型如的,为避免因时间趋势导致不相关序列存在“伪回 下所示:一 . . 一归”问题,首先需要进行数据平稳性检验。. 一.由上表可知,数据原数列属于不平稳数列,但是. 一】 . 一其一阶数列是平稳的,符合 要求,以此为基础. 一 ? . 一进行协整检验。.协整检验。根据理论规定,变量的单整阶数 ? 一 .一 . 相同,可以进行协整检验。协整关系说明,变量之间? .的线性组合存在稳定的关系,组合时间序列使得单整阶数降低,达到序列稳定。本文有三个变量,所以因篇幅有限,略去各变量存在的显著 值描述。采用扩展的 检验方法进行分析。误差修正项是负值,符合反向修正原则,符合虽然通过显著性检验,但是系数较小,表明短期偏离长期的表 协整检验衰减速度较慢。二 结果分析根据以上模型分析,本文得出以下结论:.变量取对数值不平稳,但一阶差分后平稳,其符合协整关系,序列组合平稳前提。.变量间存在一组协整关系,并且长期关系的从表 可知,零假设情况,在 临界值水平 系数分别为 . 和 . ,其模型残差是平稳序列,下,特征根迹统计量与最大特征值检验值大于显著说明变量间存在长期稳定关系。性水平,而在其他情况下 、 ,特征根迹 .根据协整关系模型,进一步确立了误差修正模统计量与最大特征值检验值小于显著性水平,表明 型,该模型表明变量之间存在长期和短期关系。并且变量之间存在一组协整关系,接着建立协整方程: 滞后两期依然对本期存在正向影响,但呈现衰一 一 . . 退关系。产业结构滞后一期对经济的影响也是正向一 . .的,但滞后一期比本期更能影响经济总量。城镇化当? 一 . 期对的影响较为明显,但滞后一期的城镇化会? 一 . 对经济总量产生较为微弱的负面影响。模型中误差 一 . 修正系数较小,说明长短期偏离拉回力度较小。为了证明序列的平稳性,接着对方程残差进行四、政策建议检验,检验结果表 。根据实证分析结果,本文从产业结构、城镇化协表 模型残差检验结果调发展的角度对我国经济增长提出以下几方面建议:.城镇化与经济发展协调并进。我国城镇化进程在 多年中呈现出稳定增长趋势,我国城镇处在残差平稳证明变量间存在长期稳定协整关系。 “边际效益递增阶段”,城镇化带来了生产力、消费能力的急剧增长。随着城镇化进程的加快,我国完成产业结构与城镇化和之间的弹性系数分别是. 和 . 。说明产业化每增加一单位,拉动经济 了技术交换、信息沟通的人口聚集必要条件,造就了. 个单位,每增加一单位城镇化率能够拉动 . 适合亿人生活的现代化物质基础。城镇化为我国经单位的经济。弹性系数不一,说明变量间存在着正 济增长提供了充足的动力,但是同时,应该注意到我国城镇化存在很多问题,所以在城镇化发展进程中相关关系,但是弹性还存在差异。.误差修正模型。根据上文分析,模型存在长 应该注意到集约化发展,与经济增长质量相结合,注期关系,为了检验是否存在短期关系,以及模型长短 意在劳动力就业、调节供求、基础设施建设以及实现城镇可持续发展方面的发展,避免大跃进式的追求期自我调节机制变化,现根据协整方程一阶差分构