城鎮化與農村居民消費論文范文

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1協整檢驗與VAR模型的設定

1.1協整檢驗根據以上分析，本文采用基于VAR的johansen協整檢驗對LRC、LRI和UR三者進行協整分析。通過綜合考慮AIC、SC信息標準及似然比，選擇滯后階數為4，協整檢驗結果如表2所示，跡檢驗和最大特征根檢驗都說明：三者之間存在兩個協整關系。由方程（1）可知，時間序列LRC、LRI、UR之間存在長期均衡關系，城鎮化水平的發展、農村居民收入的提高對農村居民的消費有正向的刺激作用。

1.2VAR模型的設定經濟理論往往不能為經濟變量之間的動態關系提供一個嚴格的定義，使得在解釋變量過程中出現一個問題，即內生變量應該出現在方程的哪邊。VAR模型基于數據的統計性質，把每個內生變量作為系統中所有內生變量滯后值的函數來構造模型，就避免了結構方程中需要對系統每個內生變量關于所有內生變量滯后值的建模問題，在預測變量之間的動態關系中比傳統方法更準確。LRC、UR和LRI同是一階單整序列，符合建立VAR模型的前提。模型的滯后階數選擇根據AIC和SC取值最小的準則，經過反復試驗，滯后階數選擇為5，即建立LRC、LRI、UR的VAR(5)模型。從表3給出的VAR（5）模型的整體檢驗結果來看，模型的對數似然函數值足夠大（165.9479），AIC(-10.72253)和SC值（-8.3420）值足夠小而且在一個相當的水平上，表明模型整體效果不錯。為了檢驗得到的VAR(5)模型的穩定性，采用AR根的圖表來驗證，如圖1所示。從圖中可以看出，VAR系統中所有根的模的倒數小于1，即位于單位圓內，得出的VAR系統是穩定的。

2脈沖響應與方差分解分析

2.1脈沖響應分析建立了VAR模型，模型系統中的系數非常多，如果考慮整個VAR系統中的互動關系，單個系數往往只反映了一個局部的函數關系，并未能夠捕捉全面復雜的動態過程。基于本文建立的VAR模型是穩定的，因此，采用cholesky分解方法得到正交化的脈沖響應函數，建立與VAR相關的脈沖響應分析，借此全面地反映各個變量之間的動態關系。圖2、圖3分別顯示了農村居民消費對農村居民收入和城鎮化率的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應函數。橫軸表示了脈沖響應沖擊的作用的滯后期數，滯后期設定為20年；縱軸表示農村居民消費的變化，實線代表響應函數的計算值，虛線為響應函數值正負兩倍標準差偏離帶。圖4、圖5分別顯示了城鎮化率對農村居民消費和農村居民收入的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應函數。橫軸表示圖2、圖3；縱軸表示城鎮化率的變化。圖6表示了農村居民收入對城鎮化率的隨機誤差項一個標準差沖擊的響應函數，縱軸是農村居民收入的變化。首先我們分析農村居民消費對農村居民收入和城鎮化率的響應情況和作用路徑。（1）由圖2可以看出，當給本期居民收入一個單位標準差沖擊時，前2期對農村居民消費的影響基本為0，之后對農村居民消費的影響逐漸增大，在第三期達到峰值，使得農村居民消費增長0.05%，之后又呈現波動狀態，直到第八期下降到0，之后又上升到第15期的0.03%，此后趨向平穩，并出現收斂。說明不論是短期還是長期，對農村居民人均純收入的沖擊，農村居民消費是上升的并最終趨于穩定。（2）當給城鎮化率一個正向標準沖擊時，如圖3所示，農村居民消費前兩期的正向效應為0，此后一直增長，到第四期達到峰值，消費增長0.09%。之后出現波動下降，趨于平穩，到17期又有一個峰值，達到0.08個百分點，表明城鎮化的推動對農村居民消費有明顯的促進作用，短期內迅速增長，長期收斂并呈現明顯的正效應。其次，我們來考察城鎮化率對農村消費和農村居民收入的一個單位標準差沖擊的響應。（1）由圖4可知，本期給農村居民消費一個標準差的正沖擊時，城鎮化率在第一期基本沒有反應，第一期之后，對城鎮化率的正效應逐漸增大到19期的0.019并趨于穩定，這表明農村居民消費的增加促進城鎮化的發展；（2）給農村居民收入一個標準差沖擊時，城鎮化率小幅上升，直到第五期峰值0.007，之后呈現下降和平穩趨勢，也就是說農村居民收入的增長沖擊促進了城鎮化率的提高，但作用有限。最后，本文分析下農村居民收入對城鎮化率沖擊的響應結果。如圖6可知，當給城鎮化率一個正向的標準差沖擊時，對當期農村居民收入基本為0，此后開始有正的響應，第2期為0.05，第三期又下降到0.03，之后又上升到第四期的0.05并接著保持平穩。結果表明，城鎮化率的提高，對農村居民收入有一個穩定的促進作用。

2.2方差分解通過脈沖響應函數能捕捉一個變量的沖擊對另一個變量的動態影響，而方差分解則可以將VAR系統中的一個變量的方差到各個擾動項，以便我們進一步分析特定變量的變化中各種結構沖擊的相對重要性。比較這些相對的重要性隨時間的變化，就可以估計出對特定變量的影響時滯和影響效應大小。本文分析農村居民消費LRC和城鎮化率UR的方差分解結果，通過Eviews7.2在VAR環境下得到的方差分解結果見表4、表5。表4的結果表明，農村居民消費LRC的誤差在前兩期主要受自身沖擊，第二期還在89%左右，隨后有下降的趨勢；農村居民收入LRI和城鎮化率UR對農村居民消費的預測誤差解釋能力越來越強，其中農村居民收入在第七期達到了17.27%，城鎮化率的解釋在第五期更是達到了41%左右，二者在第七期的沖擊能解釋農村居民消費的50%以上。表明了短期下城鎮化率和農村居民收入對農村居民消費的影響不顯著，而在長期中對農村居民消費的影響不可忽視，同時城鎮化率對促進農村居民消費有積極的影響效果，這與脈沖響應分析的結果相同。城鎮化率的方差分解結果顯示，農村居民收入對城鎮化率的預測方差的貢獻在一開始就達到了10%，但短期來看，城鎮化率的變動主要受自己的沖擊，此后有明顯的下降幅度，農村居民消費的貢獻逐漸增加，從第一期的1.78%到第七期的46%左右，超過了城鎮化本身。說明短期城鎮化本身的沖擊是城鎮化率變動的最主要原因，農村居民消費對城鎮化率的長期變動具有很深的影響。不論是短期還是長期，農村居民收入對城鎮化率的變動有一定的貢獻，但有限，這與前面的脈沖的脈沖響應分析的結果一致。

3結論與啟示

通過以上分析，我們可以得出以下結論：第一，標準化協整方程的確立說明，農村居民收入的提高對農村居民的消費有正向的刺激作用。第二，通過建立向量自回歸（VAR）模型，在此基礎上進行的脈沖響應分析和方差分解，結果表明：（1）農村居民收入和城鎮化發展對農村居民消費的影響存在時滯，滯后期為2年，從第3年開始對農村居民消費有正向的推動作用，并在長期趨于穩定,同時從農村居民消費對城鎮化率的響應圖來看，城鎮化率對促進農村居民消費有更積極的影響。方差分解的結果也論證了這一點，農村居民消費LRC的誤差在前兩期主要受自身沖擊，隨后農村居民收入LRI和城鎮化率UR對農村居民消費的預測誤差解釋能力越來越強，城鎮化率的解釋在第五期更是達到了41%左右，二者在第七期的沖擊能解釋農村居民消費的50%以上。（2）農村居民收入提高和消費提高對城鎮化的發展存在1年期的時滯，第一期之后，脈沖響應中農村居民消費對城鎮化率的正效應逐漸增大到19期的0.019并趨于穩定，這表明農村居民消費的提高，引起城鎮化水平有規律的波動。這與勞動力等生產要素在市場間的自由流動有關，只要市場是完善的，這個循環波動過程是持久的。給農村居民收入一個標準差沖擊時，城鎮化率小幅上升，直到第五期峰值0.007，之后呈現下降和平穩趨勢，也就是說農村居民收入的增長沖擊促進了城鎮化率的提高，但作用有限。第三，本文分析下農村居民收入對城鎮化率沖擊的響應結果。當給城鎮化率一個正向的標準差沖擊時，對當期農村居民收入基本為0，此后開始有正的響應，第2期為0.05，第三期又下降到0.03，之后又上升到第四期的0,05并接著保持平穩。結果表明，城鎮化率的提高，對農村居民收入有一個穩定的促進作用。城鎮化將農產品的供給者變成需求者，擴大了農產品的剛性需求。同時，城鎮化的加速有利于提高農業勞動生產率，改善農民的收入結構。鑒于以上結論，對安徽發展新型城鎮化的目標，本文提出以下建議：一是安徽省內合肥、馬鞍山、蕪湖等主要城市發揮好承接沿海東部地區產業轉移的優勢與潛力，吸納東部返鄉和就近轉移的農民工，加快產業集群發展和人口集聚。在此基礎上發展小城鎮專業化經濟的特征，形成若干專業化的城鎮群，發展城鎮經濟，從而進一步解決農村人口向城鎮人口轉變中的就業問題，促進農民增收，真正實現人口城鎮化。二是目前我國服務業增加值占國內生產總值比重僅為46.1%，與發達國家74%的平均水平相距甚遠，與中等收入國家53%的平均水平也有較大差距，安徽目前這一數值僅為32.7%，還有較大空間。加快發展安徽服務業應是產業結構優化升級的一個重要方向。三是新型城鎮化不僅僅是農村人口向城鎮人口的轉變，強調在產業支撐、人居環節、生活方式等方面由“鄉”到“城”的轉變。收入促進城鎮化發展的效果有限，因此，在發展產業升級、促進就業的同時，應加快城鎮基礎醫療服務、教育、公共交通、社會保障等基礎設施、公共服務體系的完善和發展，從而做到“以人為本”的城鎮化。四是加快推出土地征用市場化改革方案，開展農村集體土地入市，讓農民能夠獲得更多的土地出讓收益，從而避免城鎮化過程造成的新貧困和不平等。政府在土地市場化的基礎上，可以改革土地財稅制度，比如可以征收一定比例的土地增值稅，作為農村人口進城住房、子女教育等社會保障問題的支出，解決農民的后顧之憂，從而提振農民消費信心，形成新的消費市場和消費熱點，這進一步推進了城鎮化的有效推進。

作者：陸正和李正明單位：上海理工大學管理學院