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1協(xié)整檢驗與VAR模型的設(shè)定

1.1協(xié)整檢驗根據(jù)以上分析，本文采用基于VAR的johansen協(xié)整檢驗對LRC、LRI和UR三者進(jìn)行協(xié)整分析。通過綜合考慮AIC、SC信息標(biāo)準(zhǔn)及似然比，選擇滯后階數(shù)為4，協(xié)整檢驗結(jié)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(xié)整關(guān)系。由方程（1）可知，時間序列LRC、LRI、UR之間存在長期均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展、農(nóng)村居民收入的提高對農(nóng)村居民的消費有正向的刺激作用。

1.2VAR模型的設(shè)定經(jīng)濟(jì)理論往往不能為經(jīng)濟(jì)變量之間的動態(tài)關(guān)系提供一個嚴(yán)格的定義，使得在解釋變量過程中出現(xiàn)一個問題，即內(nèi)生變量應(yīng)該出現(xiàn)在方程的哪邊。VAR模型基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)，把每個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，就避免了結(jié)構(gòu)方程中需要對系統(tǒng)每個內(nèi)生變量關(guān)于所有內(nèi)生變量滯后值的建模問題，在預(yù)測變量之間的動態(tài)關(guān)系中比傳統(tǒng)方法更準(zhǔn)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(shù)選擇根據(jù)AIC和SC取值最小的準(zhǔn)則，經(jīng)過反復(fù)試驗，滯后階數(shù)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(jié)果來看，模型的對數(shù)似然函數(shù)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(dāng)?shù)乃缴希砻髂Ｐ驼w效果不錯。為了檢驗得到的VAR(5)模型的穩(wěn)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(tǒng)中所有根的模的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內(nèi)，得出的VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的。

2脈沖響應(yīng)與方差分解分析

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

2.2方差分解通過脈沖響應(yīng)函數(shù)能捕捉一個變量的沖擊對另一個變量的動態(tài)影響，而方差分解則可以將VAR系統(tǒng)中的一個變量的方差到各個擾動項，以便我們進(jìn)一步分析特定變量的變化中各種結(jié)構(gòu)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(yīng)大小。本文分析農(nóng)村居民消費LRC和城鎮(zhèn)化率UR的方差分解結(jié)果，通過Eviews7.2在VAR環(huán)境下得到的方差分解結(jié)果見表4、表5。表4的結(jié)果表明，農(nóng)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(nóng)村居民收入LRI和城鎮(zhèn)化率UR對農(nóng)村居民消費的預(yù)測誤差解釋能力越來越強(qiáng)，其中農(nóng)村居民收入在第七期達(dá)到了17.27%，城鎮(zhèn)化率的解釋在第五期更是達(dá)到了41%左右，二者在第七期的沖擊能解釋農(nóng)村居民消費的50%以上。表明了短期下城鎮(zhèn)化率和農(nóng)村居民收入對農(nóng)村居民消費的影響不顯著，而在長期中對農(nóng)村居民消費的影響不可忽視，同時城鎮(zhèn)化率對促進(jìn)農(nóng)村居民消費有積極的影響效果，這與脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果相同。城鎮(zhèn)化率的方差分解結(jié)果顯示，農(nóng)村居民收入對城鎮(zhèn)化率的預(yù)測方差的貢獻(xiàn)在一開始就達(dá)到了10%，但短期來看，城鎮(zhèn)化率的變動主要受自己的沖擊，此后有明顯的下降幅度，農(nóng)村居民消費的貢獻(xiàn)逐漸增加，從第一期的1.78%到第七期的46%左右，超過了城鎮(zhèn)化本身。說明短期城鎮(zhèn)化本身的沖擊是城鎮(zhèn)化率變動的最主要原因，農(nóng)村居民消費對城鎮(zhèn)化率的長期變動具有很深的影響。不論是短期還是長期，農(nóng)村居民收入對城鎮(zhèn)化率的變動有一定的貢獻(xiàn)，但有限，這與前面的脈沖的脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果一致。

3結(jié)論與啟示

通過以上分析，我們可以得出以下結(jié)論：第一，標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程的確立說明，農(nóng)村居民收入的提高對農(nóng)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(chǔ)上進(jìn)行的脈沖響應(yīng)分析和方差分解，結(jié)果表明：（1）農(nóng)村居民收入和城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)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(nóng)村居民消費有正向的推動作用，并在長期趨于穩(wěn)定,同時從農(nóng)村居民消費對城鎮(zhèn)化率的響應(yīng)圖來看，城鎮(zhèn)化率對促進(jìn)農(nóng)村居民消費有更積極的影響。方差分解的結(jié)果也論證了這一點，農(nóng)村居民消費LRC的誤差在前兩期主要受自身沖擊，隨后農(nóng)村居民收入LRI和城鎮(zhèn)化率UR對農(nóng)村居民消費的預(yù)測誤差解釋能力越來越強(qiáng)，城鎮(zhèn)化率的解釋在第五期更是達(dá)到了41%左右，二者在第七期的沖擊能解釋農(nóng)村居民消費的50%以上。（2）農(nóng)村居民收入提高和消費提高對城鎮(zhèn)化的發(fā)展存在1年期的時滯，第一期之后，脈沖響應(yīng)中農(nóng)村居民消費對城鎮(zhèn)化率的正效應(yīng)逐漸增大到19期的0.019并趨于穩(wěn)定，這表明農(nóng)村居民消費的提高，引起城鎮(zhèn)化水平有規(guī)律的波動。這與勞動力等生產(chǎn)要素在市場間的自由流動有關(guān)，只要市場是完善的，這個循環(huán)波動過程是持久的。給農(nóng)村居民收入一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時，城鎮(zhèn)化率小幅上升，直到第五期峰值0.007，之后呈現(xiàn)下降和平穩(wěn)趨勢，也就是說農(nóng)村居民收入的增長沖擊促進(jìn)了城鎮(zhèn)化率的提高，但作用有限。第三，本文分析下農(nóng)村居民收入對城鎮(zhèn)化率沖擊的響應(yīng)結(jié)果。當(dāng)給城鎮(zhèn)化率一個正向的標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時，對當(dāng)期農(nóng)村居民收入基本為0，此后開始有正的響應(yīng)，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(wěn)。結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化率的提高，對農(nóng)村居民收入有一個穩(wěn)定的促進(jìn)作用。城鎮(zhèn)化將農(nóng)產(chǎn)品的供給者變成需求者，擴(kuò)大了農(nóng)產(chǎn)品的剛性需求。同時，城鎮(zhèn)化的加速有利于提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，改善農(nóng)民的收入結(jié)構(gòu)。鑒于以上結(jié)論，對安徽發(fā)展新型城鎮(zhèn)化的目標(biāo)，本文提出以下建議：一是安徽省內(nèi)合肥、馬鞍山、蕪湖等主要城市發(fā)揮好承接沿海東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的優(yōu)勢與潛力，吸納東部返鄉(xiāng)和就近轉(zhuǎn)移的農(nóng)民工，加快產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展和人口集聚。在此基礎(chǔ)上發(fā)展小城鎮(zhèn)專業(yè)化經(jīng)濟(jì)的特征，形成若干專業(yè)化的城鎮(zhèn)群，發(fā)展城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)，從而進(jìn)一步解決農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)人口轉(zhuǎn)變中的就業(yè)問題，促進(jìn)農(nóng)民增收，真正實現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化。二是目前我國服務(wù)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重僅為46.1%，與發(fā)達(dá)國家74%的平均水平相距甚遠(yuǎn)，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(shù)值僅為32.7%，還有較大空間。加快發(fā)展安徽服務(wù)業(yè)應(yīng)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的一個重要方向。三是新型城鎮(zhèn)化不僅僅是農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)人口的轉(zhuǎn)變，強(qiáng)調(diào)在產(chǎn)業(yè)支撐、人居環(huán)節(jié)、生活方式等方面由“鄉(xiāng)”到“城”的轉(zhuǎn)變。收入促進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展的效果有限，因此，在發(fā)展產(chǎn)業(yè)升級、促進(jìn)就業(yè)的同時，應(yīng)加快城鎮(zhèn)基礎(chǔ)醫(yī)療服務(wù)、教育、公共交通、社會保障等基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)體系的完善和發(fā)展，從而做到“以人為本”的城鎮(zhèn)化。四是加快推出土地征用市場化改革方案，開展農(nóng)村集體土地入市，讓農(nóng)民能夠獲得更多的土地出讓收益，從而避免城鎮(zhèn)化過程造成的新貧困和不平等。政府在土地市場化的基礎(chǔ)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(nóng)村人口進(jìn)城住房、子女教育等社會保障問題的支出，解決農(nóng)民的后顧之憂，從而提振農(nóng)民消費信心，形成新的消費市場和消費熱點，這進(jìn)一步推進(jìn)了城鎮(zhèn)化的有效推進(jìn)。

作者：陸正和李正明單位：上海理工大學(xué)管理學(xué)院