畢業(yè)論文---城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟發(fā)展的影響

1、<p><b>　　畢業(yè)論文</b></p><p>　　城鎮(zhèn)化對福建經(jīng)濟發(fā)展的影響</p><p>　　——基于協(xié)整模型的分析</p><p>　　The Effect of Urbanization to the Economic Development of Fujian Province </p><p&g

2、t;　　-- Based on Co-integration Analysis Model</p><p><b>　　摘要</b></p><p>　　改革開放以來，福建省經(jīng)濟迅速發(fā)展。與此同時，福建省城鎮(zhèn)化水平也不斷提高。那福建省經(jīng)濟的迅速崛起是否受其城鎮(zhèn)化水平的影響？本文在總結已有理論的基礎上，將通過對1980—2007年的相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用主成分分析和因子分析

3、推算出福建省1980-2007年的城鎮(zhèn)化綜合指標數(shù)據(jù)，再結合福建省1980-2007年期間的總產(chǎn)出數(shù)據(jù)利用協(xié)整模型進行實證分析。結果表明：福建省城鎮(zhèn)化水平的提高有利于福建省經(jīng)濟的增長。在此基礎上，就如何推進福建省城鎮(zhèn)化提出一些建議。</p><p>　　關鍵字：福建??；城市化；經(jīng)濟增長；協(xié)整分析</p><p><b>　　Abstract</b></p>

4、<p>　　Since reform and opening, the economy of Fujian Province has developed rapidly. At the same time, the level of urbanization in Fujian Province is also rising. Fujian province's rapid economic rise that i

5、s affected by its level of urbanization? This paper summarizes the existing theories, based on the 1980-2007 through the relevant statistical data, using principal component analysis and factor analysis of projected urba

6、nization 1980-2007 Fujian integrated indicator data, combined with the Fujian</p><p>　　Keywords: Fujian; Urbanization; Economic growth; The cointegration analysis </p><p><b>　　目 錄</b&

7、gt;</p><p><b>　　摘要I</b></p><p><b>　　引言1</b></p><p><b>　　一、文獻回顧1</b></p><p>　?。ㄒ唬┏擎?zhèn)化概念1</p><p>　?。ǘ┲型馕墨I回顧1</p&g

8、t;<p><b>　　二、研究設計3</b></p><p><b>　?。ㄒ唬┲笜?</b></p><p><b>　?。ǘ?shù)據(jù)3</b></p><p><b>　?。ㄈ┧悸?</b></p><p><b>　

9、　三、實證檢驗4</b></p><p><b>　?。ㄒ唬?shù)據(jù)處理4</b></p><p>　　（二）ADF單位根檢驗8</p><p><b>　?。ㄈ﹨f(xié)整檢驗9</b></p><p>　　四、總結與建議11</p><p><b>

10、　　參考文獻13</b></p><p><b>　　附表14</b></p><p><b>　　致謝16</b></p><p><b>　　引言</b></p><p>　　隨著2010年上海世博會提出“城市，讓生活更美好”的主題，各區(qū)域的城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增

11、長之間的影響進一步成為學者們的研究熱點。在福建省的經(jīng)濟發(fā)展過程中,城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長是相伴相隨的。福建省在經(jīng)歷了建國后至改革開放前的城鎮(zhèn)化抑制階段,以及改革開放以來至20世紀90年代中期的以小城鎮(zhèn)為主導的城鎮(zhèn)化階段后,目前正處于城鎮(zhèn)化加速的階段。與此同時，福建省的經(jīng)濟迅猛增長，尤其是近幾年來“海西建設”政策的提出。福建省城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的作用越來越重要，那到底是一種怎樣的作用呢？城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響是因地而異的，那在福建省的具體情況又如

12、何呢？本文從福建省1980-2007城鎮(zhèn)化各項指標出發(fā)進行主成分分析和因子分析，得出福建省相應年份的城鎮(zhèn)化綜合指標數(shù)據(jù)，再結合1980-2007年度福建省的總產(chǎn)出數(shù)據(jù)，利用協(xié)整模型進行實證分析，力求得出結論。</p><p><b>　　一、文獻回顧</b></p><p><b>　?。ㄒ唬┏擎?zhèn)化概念</b></p><p&

13、gt;　　我們研究城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長影響時，要選取城鎮(zhèn)化指標，那就要求我們對城鎮(zhèn)化內涵有深入的了解。</p><p>　　通常人們把由傳統(tǒng)的鄉(xiāng)村社會轉變?yōu)橄冗M的城鎮(zhèn)社會的歷史過程稱為城鎮(zhèn)化，主要是指農(nóng)業(yè)人口轉化為城鎮(zhèn)人口的過程。但從不同角度來看也有不同內涵。我們這里主要討論社會學和經(jīng)濟學兩個角度。</p><p>　　從社會學的角度看：城市化是農(nóng)村社區(qū)向城市社區(qū)集聚和轉化的過程，它包括城鎮(zhèn)數(shù)

14、量的增加、規(guī)模的擴大，城市人口在總人口中比重的增長，公用設施、生活方式、價值觀念等方面城市特征的形成、發(fā)展以及對周圍農(nóng)村地區(qū)的傳播和影響，一般以城鎮(zhèn)人口占總人口中的比重衡量城鎮(zhèn)化水平。</p><p>　　從經(jīng)濟學的角度看：城鎮(zhèn)化是由于技術進步、生產(chǎn)進一步專門化帶來的人口從第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉移的過程，這種職業(yè)的轉移伴隨著空間上的進一步集聚。居民的收入和消費水平，居民生活方式逐漸現(xiàn)代化[1]。</p&g

15、t;<p><b>　?。ǘ┲型馕墨I回顧</b></p><p>　　我國在改革開放后，國民經(jīng)濟一直保持著持續(xù)快速增長。一些學者認為城鎮(zhèn)化及由此產(chǎn)生的一系列變革是經(jīng)濟增長的重要源泉。陳淑清(2003)從供給、需求和產(chǎn)業(yè)三個方面來分析城鎮(zhèn)化促進經(jīng)濟增長的原因，認為城鎮(zhèn)化的基本作用有：1、農(nóng)村——城鎮(zhèn)勞動力遷移提高了勞動生產(chǎn)率；2、城鎮(zhèn)化帶動投資需求和消費需求，有助于擴大內需；3

16、、城鎮(zhèn)信息產(chǎn)業(yè)和服務業(yè)的發(fā)展有助于產(chǎn)業(yè)結構的升級，從而間接拉動了經(jīng)濟增長[2]。沈坤榮、蔣銳在《中國城市化對經(jīng)濟增長影響機制的實證研究》中，通過中國數(shù)據(jù)的計量檢驗和實證分析,得出以下主要結論：城鎮(zhèn)化水平(城鎮(zhèn)人口占總人口的比重)和人均產(chǎn)出呈現(xiàn)顯著正相關,城鎮(zhèn)化水平的提高能夠對經(jīng)濟增長起到一定的促進作用[3]。陳志在《湖北省城市化與經(jīng)濟發(fā)展協(xié)調度的時空特征分析》一文中，在闡述城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展協(xié)調理論的基礎上，建立了城鎮(zhèn)化綜合水平指數(shù)與經(jīng)濟

17、發(fā)展綜合水平指數(shù)之間的協(xié)調度模型，對改革開放以來湖北省城市鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展協(xié)調度的時空特征進行了分析。結果總體上表現(xiàn)為：城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟發(fā)展的帶動作用[4]。任淑花, 盧新衛(wèi)在《延安城市化進程與經(jīng)濟發(fā)展動態(tài)變化研究》一文中，通過對延安城鎮(zhèn)化進程、城鎮(zhèn)化水平與</p><p>　　此外，有很大一部分學者認為中國的城鎮(zhèn)化發(fā)展盡管非常迅速，但卻是一種滯后型的城鎮(zhèn)化，即城鎮(zhèn)化水平落后于工業(yè)化和經(jīng)濟發(fā)展水平。他們從中國滯后型城鎮(zhèn)

18、化的現(xiàn)狀入手，從反面論證了城鎮(zhèn)化滯后對經(jīng)濟增長的制約作用(如許經(jīng)勇，1999[7]；吳紀寧，1999[8]等)。盡管在城鎮(zhèn)化道路或者說發(fā)展戰(zhàn)略的選擇上(即發(fā)展大城市還是小城鎮(zhèn))仍存在激烈的爭論，但進一步加快城鎮(zhèn)化的發(fā)展能夠促進中國經(jīng)濟增長已經(jīng)基本上成為理論界的共識。</p><p>　　盡管國內外學者都對城鎮(zhèn)化的作用及其與經(jīng)濟增長的關系給予了高度的關注，并進行深入的理論和實證分析，得出了一些非常有益的結論。但是，

19、就福建省的情況，目前相關文獻還很少。在綜合上述文獻的基礎上，筆者整理出本文的理論研究思路：經(jīng)濟增長理論的不斷發(fā)展使我們認識到經(jīng)濟增長的動力不僅來源于人力資本、知識(技術)等可積累性生產(chǎn)要素存量的增加，而且還來源于結構變革這種非積累性的因素。本文認為城鎮(zhèn)化過程正是從這兩方面影響經(jīng)濟增長。一方面，城鎮(zhèn)化過程能夠有利于人力資本的積累和知識(技術)的積累，從而對經(jīng)濟增長起到促進的作用；另一方面，城鎮(zhèn)化使得剩余勞動力從農(nóng)村向城市轉移，優(yōu)化第一產(chǎn)業(yè)

20、，促進非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，同時城鎮(zhèn)本身第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展進一步加速了產(chǎn)業(yè)結構的升級，從而促進經(jīng)濟增長。</p><p>　　關于城鎮(zhèn)化驅動經(jīng)濟增長的機制，已有的研究表明：城鎮(zhèn)化是內生于經(jīng)濟增長之中的,其實質是人口和經(jīng)濟活動在空間上的聚集過程。馬歇爾(Marshall)早就注意到了工業(yè)化過程中出現(xiàn)的產(chǎn)業(yè)聚集現(xiàn)象，并指出知識的外溢性是導致工業(yè)聚集源的重要原因之一。而阿羅(Arrow)和羅默(Romer)則認為知識外溢性是

21、解釋經(jīng)濟增長的重要因素。于是城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長通過知識外溢性等效應而天然地聯(lián)系在一起。發(fā)展經(jīng)濟學家(Perroux, 1955; Myrdal, 1957; Hirshman, 1958)在20世紀50—60年代指出，城鎮(zhèn)化在經(jīng)濟發(fā)展中的這種作用具有循環(huán)累積的性質[9](114-128)。也就是說城鎮(zhèn)化促進知識外溢性，而知識的外溢性又促進工業(yè)聚集，從而進一步促進經(jīng)濟增長。黃宇慧在《我國城市化水平與經(jīng)濟發(fā)展關系的計量分析》中研究表明：現(xiàn)代計

22、量經(jīng)濟學方法研究表明，我國城鎮(zhèn)化水平與人均GDP、城市居民消費、農(nóng)村居民消費存在著長期均衡的關系。從長期來看，城市居民消費每增加1元，城鎮(zhèn)化水平減少0.009個百分點，人均GDP每增加100元，城鎮(zhèn)化水平增加0.42個百分點，農(nóng)村居民消費支出每增加1個單位，城鎮(zhèn)化</p><p>　　李秀霞、劉春艷在《吉林省人口城市化與經(jīng)濟發(fā)展相關分析研究》一文中，通過多年統(tǒng)計數(shù)據(jù)的相關分析，并選取全國、東部的廣東和江蘇與吉林省

23、做比較，確定吉林省經(jīng)濟發(fā)展與城鎮(zhèn)化水平關系，結果表明吉林省的人口城鎮(zhèn)化水平既高于全國平均水平，也高于東部的江蘇省、廣東省，但相同年份的人均GDP卻低于全國平均水平(2001年前)，遠低于江蘇省和廣東省，其偏差說明吉林省的人口城市化超前于經(jīng)濟發(fā)展[11]。楊波、吳聘奇在《城市化進程中城市集中度對經(jīng)濟增長的影響》一文中研究指出：我國的城鎮(zhèn)集中度對區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展確實存在一定程度的影響。首先，從區(qū)域層面上看，出現(xiàn)了正面影響和負面影響并存的復雜局

24、面。其次，處于不同發(fā)展階段的區(qū)域,其集中度對經(jīng)濟增長的影響具有顯著差別。最后，城鎮(zhèn)集中度對經(jīng)濟增長的影響受到區(qū)域人口規(guī)模的影響和制約。對處于相似經(jīng)濟發(fā)展階段、具有相近經(jīng)濟實力的區(qū)域而言，人口規(guī)模越大的區(qū)域，城鎮(zhèn)集中度對經(jīng)濟發(fā)展的影響反而越小[12]。</p><p><b>　　二、研究設計</b></p><p><b>　　（一）指標</b>

25、</p><p>　　評價一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平和城市化水平，必須建立起科學合理的評價體系。雖然城市化與經(jīng)濟分屬于兩個系統(tǒng)，但它們又同屬于社會經(jīng)濟巨系統(tǒng)，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展之間存在著耦合、互動的關系，使系統(tǒng)的各要素之間形成相互作用、相互連接、相互影響的復雜關系。為了揭示兩者之間發(fā)展的協(xié)調程度，本著指標選取的主導性、層次性、動態(tài)性和可操作性等原則,分別對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平指標予以篩選,建立指標體系。<

26、/p><p><b>　　1.城市化指標</b></p><p>　　由于城鎮(zhèn)化沒有一個可以完全衡量的總指標，但從前面城鎮(zhèn)化的內涵可以看出：城鎮(zhèn)化水平指標大體包括人口城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟城鎮(zhèn)化和生活方式城鎮(zhèn)化3個層面。再根據(jù)筆者在總結前人選取次級指標經(jīng)驗的基礎上，結合福建省統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)資源，最終選定5項次級指標。具體如下：人口城鎮(zhèn)化指標是X1：非農(nóng)業(yè)人口比重；生活方式城鎮(zhèn)化指標

27、是X2：每千人擁有的床位數(shù)（張）；經(jīng)濟城鎮(zhèn)化指標是X3：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)民人均純收入；X4：城鄉(xiāng)居民消費水平對比(農(nóng)村居民=1)；X5：第三產(chǎn)業(yè)/第二產(chǎn)業(yè)；通過對這些指標進行主成分分析得到福建省城鎮(zhèn)化的綜合指標，記為X。</p><p><b>　　2.經(jīng)濟增長指標</b></p><p>　　本文采用福建省總產(chǎn)出GDP，并將其標準化，記為Y。</p&

28、gt;<p><b>　?。ǘ?shù)據(jù)</b></p><p>　　本文數(shù)據(jù)來源于福建省統(tǒng)計局的《福建省統(tǒng)計年鑒-2010》和《福建省統(tǒng)計年鑒-2008》，選取1980-2007年度戶籍統(tǒng)計人口構成按戶口性質分的非農(nóng)業(yè)人口所占比例數(shù)據(jù)、衛(wèi)生事業(yè)基本情況的每千人口擁有床位數(shù)（張）的數(shù)據(jù)、城鄉(xiāng)居民家庭人均收入數(shù)據(jù)、城鄉(xiāng)居民消費水平對比(農(nóng)村居民=1)的數(shù)據(jù)以及總產(chǎn)出數(shù)據(jù)，并由第二產(chǎn)業(yè)

29、產(chǎn)量和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)量數(shù)據(jù)推算出第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)量與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)量的比值數(shù)據(jù)。</p><p><b>　　（三）思路</b></p><p>　　由于在利用協(xié)整分析研究城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響時，要用到城鎮(zhèn)化綜合指標數(shù)據(jù)和經(jīng)濟增長指標數(shù)據(jù)。對于經(jīng)濟增長指標的數(shù)據(jù)，可以直接利用從福建省統(tǒng)計年鑒中獲得的總產(chǎn)出數(shù)據(jù)來進行分析；但是對于城鎮(zhèn)化的數(shù)據(jù)，我們無法直接獲得，就必須首先通過主成分

30、分析和因子分析來推算城鎮(zhèn)化綜合指標的數(shù)據(jù)。</p><p>　　在得到城鎮(zhèn)化綜合指標數(shù)據(jù)和經(jīng)濟增長指標數(shù)據(jù)后，還不能馬上進行協(xié)整分析，為了避免“偽回歸”和“無意義”的現(xiàn)象，還必須先對兩項數(shù)據(jù)進行ADF單位根檢驗。當二者同階平穩(wěn)時，才可以進行協(xié)整分析。又因為協(xié)整關系主要是通過考察回歸殘差的平穩(wěn)性確定，所以協(xié)整檢驗等價于對城鎮(zhèn)化綜合指標數(shù)據(jù)和經(jīng)濟增長指標數(shù)據(jù)進行最小二乘法（OLS）回歸結果中的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗。

31、所以，在進行協(xié)整檢驗時，我們可以先對X和Y進行最小二乘法回歸分析。然后再通過殘差來進行協(xié)整檢驗。通過上述一系列嚴密的實證分析，我們力求得出城鎮(zhèn)化水平的提高對福建省經(jīng)濟增長是具有拉動作用的結論。</p><p><b>　　三、實證檢驗</b></p><p><b>　?。ㄒ唬?shù)據(jù)處理</b></p><p>　　1.主成

32、分分析和因子分析</p><p>　　主成分分析(principal components analysis)也稱主分量分析，是由霍特林(Hotelling)于1933年首先提出的。主成分分析是利用降維的思想，在損失很少信息的前提下把多個指標轉化為幾個綜合指標的多元統(tǒng)計分析方法。通常把轉化生成的綜合指標稱為主成分，其中每個主成分都是原始變量的線性組合，且各個主成分之間互不相關，使得主成分比原始變量具有某些更優(yōu)越的

33、性能。這樣在研究復雜問題時就可以只考慮少數(shù)幾個主成分而不至于損失太多信息，從而更容易抓住主要矛盾，揭示事物內部變量之間的規(guī)律性，同時使問題得到簡化，提高分析效率[13]。</p><p>　　因子分析（factor analysis）模型的主成分分析的推廣。它也是利用降維的思想，由研究原始變量相關矩陣內部的依賴關系出發(fā)，把一些具有錯綜復雜關系的變量歸結為少數(shù)幾個綜合因子的一種多變量統(tǒng)計分析方法。相對于主成分分析，

34、因子分析更傾向于描述原始變量之間的相關關系；因此，因子分析的出發(fā)點是原始變量的相關矩陣。因子分析的思想始于1904年查爾斯·斯皮爾曼（Charles Spearman）對學生考試成績的研究。近年來，隨著電子計算機的高速發(fā)展，人們將因子分析的理論成功地應用于心理學、醫(yī)學、氣象、地質、經(jīng)濟學等各個領域，也使得因子分析的理論和方法更加豐富[14]。</p><p>　　SPSS軟件FACTOR模塊提供了主成分

35、分析的功能。本文就是借助于SPSS17.0來進行這成分分析和因子分析的。</p><p>　　其結果如下表一至表三所示：</p><p><b>　　表一 總方差分析表</b></p><p><b>　　表二　成分矩陣表</b></p><p>　　表三　主成分總方差分析表</p>

36、<p>　　由表一可知，前兩個主成分的累積貢獻率已經(jīng)達到82.739%，大于80%。表明可以代表原始變量的綜合信息進行分析。</p><p>　　由表二可得，兩個主成分表達式：</p><p>　　F1=0.885X1 +0.605X2+0.866X3+0.798X4-0.691X5</p><p>　　F2=0.253X1 +0.672X2+0.186X

37、3-0.498X4+0.570X5</p><p>　　對所選主成分做經(jīng)濟解釋。主成分分析的關鍵在于能否給主成分賦予新的意義，給出合理的解釋，這個解釋應根據(jù)主成分的計算結果定性分析來進行。主成分是原來變量的線性組合，在這個線性組合中，各變量的系數(shù)有大有小，有正有負，有的大小相當，因而不能簡單地認為這個主成分是某個原變量的屬性的作用。線性組合中各變量的系數(shù)絕對值大者表明給主成分主要綜合了絕對值大的變量，有幾個變量系

38、數(shù)大小相當時，應認為這一主成分是這幾個變量的綜合[15]。</p><p>　　就這里而言，第一個主成分可以看成X1、X3、X4、X5的綜合變量，可以解釋為第一主成分反映了人口城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟城鎮(zhèn)化所產(chǎn)生的效果。第二主成分可以看成是X2的綜合變量，解釋為生活方式城鎮(zhèn)化所產(chǎn)生的效果。</p><p>　　通常為了分析各樣品在主成分所反映的經(jīng)濟意義方面的情況，還將標準化后的原始數(shù)據(jù)代入主成分表達式

39、計算出各樣品的主成分得分，由各樣品的主成分得分（當主成分個數(shù)為2時）就可以二維空間中描出各樣品的分布情況[16]。</p><p>　　對本文的數(shù)據(jù)運用SPSS通過上述方法分析得兩個主成分得分如表四所示。</p><p><b>　　表四　主成分數(shù)值</b></p><p>　　又由表三可知，F(xiàn)1的貢獻率為42.244%，F(xiàn)2的貢獻率為40.4

40、94%。 所以，城市化綜合得分：</p><p>　　F=（42.244% *F1+40.494%*F2）/82.739%</p><p>　　將表四中的F1、F2數(shù)據(jù)代入上式得城市化綜合指標數(shù)據(jù)X如表五所示：</p><p>　　表五　城鎮(zhèn)化綜合指標數(shù)據(jù)</p><p>　　表六　總產(chǎn)出標準化數(shù)據(jù)結果</p><p>

41、;<b>　　2.數(shù)據(jù)標準化</b></p><p>　　一般而言，對于度量單位不同的指標或是取值范圍彼此差異非常大的指標，不直接由其協(xié)方差矩陣出發(fā)進行分析，而應該考慮將數(shù)據(jù)標準化。對于福建省1980年到2007年之間的總產(chǎn)出，考慮到每年的物價上漲因素，我們應該采取將其標準化的數(shù)據(jù)更有說服力。</p><p>　　數(shù)據(jù)標準化我們通常采用數(shù)理學中的公式：</p&g

42、t;<p><b>　　其中：</b></p><p>　　由此可得GDP標準化的結果如表六所示。</p><p>　?。ǘ〢DF單位根檢驗</p><p>　　迄今為止，對時間序列的分析是通過建立以因果關系為基礎的結構模型進行的。而無論是單方程計量經(jīng)濟學模型還是聯(lián)立方程計量經(jīng)濟學模型，這種分析背后都有一個隱含的假設，即這些數(shù)據(jù)

43、時平穩(wěn)的（stationary）。否則的話，通常的t，F(xiàn)等假設檢驗則不可信。但是，在現(xiàn)實經(jīng)濟生活中，實際的時間序列數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)的，而且主要的經(jīng)濟變量，如消費、收入往往表現(xiàn)為一致的上升或下降。這樣仍然通過前面的的因果關系模型分析，即使有較高的R2，一般也不會得到有意義的結果。這種現(xiàn)象我們就稱之為虛假回歸[17]。</p><p>　　筆者在本文中分析城鎮(zhèn)化指標和經(jīng)濟增長指標的相關關系時，為避免“偽回歸”和“無意

44、義”回歸的現(xiàn)象，采用Engle和Granger（1987）提出的一種處理非平穩(wěn)序列的全新的研究方法—協(xié)整（Co-integration）研究方法。該方法是在兩個或多個非平穩(wěn)的變量之間尋找均衡關系。如果兩個（或多個）變量的時間序列是非平穩(wěn)的，但它們的某種線性組合卻是平穩(wěn)的，那么這兩個（或多個）的非平穩(wěn)的時間序列之間存在長期的均衡關系（或協(xié)整關系）[18]。</p><p>　　在進行協(xié)整檢驗之前，還有必要檢查序列的

45、平穩(wěn)性，此檢驗的標準方法是單位根檢驗。進行平穩(wěn)性檢驗的常用方法有兩種：一種是迪基一富勒（Dickey-Fuller）檢驗，常稱DF檢驗；另一種是擴充的迪基一富勒（Augmented Dickey-Fuller）檢驗，常稱ADF檢驗。本文采用ADF檢驗法對變量進行檢驗。</p><p>　　ADF檢驗是基于以下的三種模型：</p><p>　　=

46、 （1）</p><p>　　= （2）</p><p>　　= （3）</p><p>　　其中是白噪聲，是變量的一階差分，是時間變量，代表了時間序列隨時間變化的某種趨勢（如果有的話），原假設都是，表示存在單位根，即該時間

47、序列不平穩(wěn)。模型（1）和另外兩個模型的差別在于是否包含常數(shù)項和趨勢項。</p><p>　　檢驗時可以先從模型（3）開始，然后模型（2），模型（1），直到接受原假設時，停止檢驗。</p><p>　　接受原假設后，還要對變量的一階差分進行單位根檢驗，如果變量本身具有單位根，而變量的一階差分沒有單位根，那么，變量就是一階平穩(wěn)過程，即為序列。用Eviews6.0對X和Y兩變量進行ADF單位根檢

48、驗，結果如表七所示：</p><p>　　表七　變量的ADF單位根檢驗</p><p>　　注：①檢驗類型（C，T，K）中的C，T，K分別表示單位根檢驗模型包括常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)；</p><p>　?、?表示一階差分，? 2表示二階差分；</p><p>　?、跭為滯后階數(shù)，根據(jù)系統(tǒng)選定最優(yōu)滯后期。</p><p

49、>　　從上表數(shù)值可知，在單位根檢驗中，X、Y和?X、?Y的P值均大于0.05，表明都接受原假設，即序列X、Y和?X、?Y是非平穩(wěn)的；而? 2X 、? 2Y 的ADF統(tǒng)計量都小于其對應的5%臨界值，即拒絕原假設，序列平穩(wěn)。因為X、Y都是二階平穩(wěn)序列，所以它們之間可能存在協(xié)整關系。</p><p><b>　?。ㄈ﹨f(xié)整檢驗</b></p><p>　　1.協(xié)整（c

50、ointegration)的概念</p><p>　　在現(xiàn)實生活中我們會發(fā)現(xiàn)，有些序列自身的變化雖然是非平穩(wěn)的，但是序列與序列之間卻具有非常密切的長期均衡關系。為了有效地衡量序列之間是否具有長期均衡關系，Engle和Granger于1987年提出了協(xié)整的概念。</p><p>　　假定自變量序列為{x1},…，{xk},回應序列為{yt},構造回歸模型</p><p&g

51、t;　　yt=0+i xt+t</p><p>　　假定回歸殘差序列{t}平穩(wěn)，我們稱回應序列{yt}與自變量序列{x1}，…，{xk}之間具有協(xié)整關系。</p><p>　　協(xié)整概念的提出有著非常重要的意義，因為我們之前一直不敢大膽地對非平穩(wěn)序列構建動態(tài)回歸模型，是擔心非平穩(wěn)序列容易產(chǎn)生虛假回歸的問題。而虛假回歸的問題之所以會產(chǎn)生是因為殘差序列不平穩(wěn)。如果非平穩(wěn)序列之間具有協(xié)整關系，就說

52、明殘差序列平穩(wěn)，那就不會產(chǎn)生虛假回歸問題了。</p><p>　　2.協(xié)整檢驗（EG檢驗）</p><p><b>　?。?）假設條件</b></p><p>　　由于自然界中絕大多數(shù)序列之間不具有協(xié)整關系，所以EG檢驗的假設條件確定為：</p><p>　　H0:多元非平穩(wěn)序列之間不存在協(xié)整關系</p>

53、<p>　　H1:多元非平穩(wěn)序列之間存在協(xié)整關系</p><p>　　由于協(xié)整關系主要的通過考察回歸殘差的平穩(wěn)性確定，所以上述假設條件等價于：</p><p>　　H0:回歸殘差序列{t}非平穩(wěn)</p><p>　　H1:回歸殘差序列{t}平穩(wěn)</p><p><b>　?。?）檢驗步驟</b></p&g

54、t;<p>　　EG檢驗也叫EG兩步法，它按照如下兩個步驟進行。</p><p>　　步驟一：建立回應序列與輸入序列之間的回歸模型：</p><p>　　yt=0+1x1t+…+kxkt+t</p><p>　　式中，0，1，…，k是最小二乘估計值。</p><p>　　步驟二：對回歸殘差序列{t}進行平穩(wěn)性檢驗。</p&

55、gt;<p>　　我們主要采用單位根檢驗的方法來考察回歸殘差序列的平穩(wěn)性，所以，假設條件等價于</p><p>　　H0:t~I(k),k1H1:t ~I(0)</p><p>　　EG檢驗的原理與計算公式和DF檢驗的原理與計算公式相同，但是，蒙特卡洛模擬的結果顯示它們的臨界值略有不同。EG檢驗的臨界值不僅與位移項、趨勢項等因素有關，而且還與回歸模型中非平穩(wěn)變量的個數(shù)相關。當

56、非平穩(wěn)序列的個數(shù)為1時（N=1),對應的就是ADF檢驗；當非平穩(wěn)序列的個數(shù)大于等于2時（N2),對應的就是EG檢驗[19]。</p><p>　　3.最小二乘法（OLS)回歸</p><p>　　回歸分析是研究一個變量關于另一個（些）變量的依賴關系的計算方法和理論。其目的在于通過后者的已知或設定值，去估計和（或）預測前者的（總體）均值。前一個變量稱為被解釋變量（explained vari

57、able）或應變量（dependent variable），本文的Y即為被解釋變量；后一個變量稱為解釋變量（explanatory variable）或自變量（independent variable），本文的X即為解釋變量[20]。</p><p>　　結合本文已得出的數(shù)據(jù)，運用eviews軟件進行最小二乘回歸結果表八所示：</p><p>　　表八　最小二乘回歸結果</p>

58、<p>　　由表八可知，Y和X的回歸模型為：</p><p>　　Y=-3.57E-07+1.245955X</p><p>　　因為X前面的系數(shù)為正數(shù)，所以X對Y有正相關的影響，即城鎮(zhèn)化是促進經(jīng)濟增長的。</p><p>　　進一步將上述最小二乘的殘差進行平穩(wěn)性檢驗，其結果如表九所示：</p><p>　　表九　殘差單位根檢驗

59、結果</p><p>　　結果顯示，在0.5%的置信水平下，拒絕原假設，即不存在單位根，說明殘差序列是平穩(wěn)的，也就是說，回歸方程Y=-3.57E-07+1.245955X不是偽回歸。即城鎮(zhèn)化水平每提高一個單位，經(jīng)濟增長提高1.245955倍。因此，城鎮(zhèn)化水平的提高有利于經(jīng)濟增長的結論是成立的。</p><p><b>　　四、總結與建議</b></p>

60、<p>　　綜上所述，本文利用因子分析和主成分分析相結合，對福建省1980-2007年度的相關數(shù)據(jù)進行分析，得出1980-2007年度福建省城市化的綜合指標數(shù)據(jù)，并對其與1980-2007年度福建省總產(chǎn)出數(shù)據(jù)進行最小二乘法回歸以及協(xié)整檢驗，說明福建省城市化水平具有促進其經(jīng)濟增長的影響。因此，福建省城市化水平的提高有利于福建省經(jīng)濟的增長。</p><p>　　2009年底召開的中央經(jīng)濟工作會議指出，要積極

61、穩(wěn)妥推進城鎮(zhèn)化，放寬中小城市和城鎮(zhèn)戶籍限制。今年的中央1號檔中亦將統(tǒng)籌城鄉(xiāng)建設作為全面建設小康社會的根本要求，將農(nóng)村城鎮(zhèn)化、實現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動力轉移作為解決“三農(nóng)”問題的關鍵舉措。黨中央的決策為福建省經(jīng)濟發(fā)展指明了方向。我認為中央決定加快城鎮(zhèn)化建設的決策是英明的，是符合經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律的。從發(fā)達國家發(fā)展的歷史來看，工業(yè)化和城市化是實現(xiàn)社會和經(jīng)濟現(xiàn)代化、走向小康社會的必由之路。許多歐美發(fā)達國家近五十年來的工業(yè)化、城市化進程，正是以大批城市工業(yè)、

62、居民從大城市中心遷往市郊和農(nóng)村地帶，從而形成以政治、金融、文化為中心的大城市和以工業(yè)為中心的中小城鎮(zhèn)相互區(qū)別又相互補充的二元結構。同時，我國改革開放以來，農(nóng)業(yè)機械化和生產(chǎn)效率大幅提高，農(nóng)村出現(xiàn)大量的剩余勞動力，再加上長期實行的城鄉(xiāng)二元化政策，鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展遠遠落后于城市，根本無法消化這些剩余勞動力，導致大量農(nóng)村人口涌向大城市，特別是東部、南部城市打工，造成了許多大城市特別是特大城市交通擁堵、房價攀升、人口膨脹、環(huán)境惡化、勞動就業(yè)壓力等一系

63、列社會問題。而農(nóng)村勞動大軍在城市與鄉(xiāng)村以及各個城市之間的無序擺動，不僅導致</p><p>　　1.控制大城市工業(yè)用地指標，迫使企業(yè)遷移到地、縣。</p><p>　　建議福建省采取減少，甚至不給大城市工業(yè)用地指標，迫使企業(yè)必須建在地、縣市與鄉(xiāng)鎮(zhèn)，讓企業(yè)逐步下鄉(xiāng)，同時遷出多少企業(yè)國家就降低遷出地的稅收任務，這樣才能鼓勵大城市地方政府放企業(yè)下鄉(xiāng)，促進企業(yè)自主下鄉(xiāng)，將大城市逐步發(fā)展成為政治、文

64、化、科研開發(fā)、金融、商業(yè)中心，將制造業(yè)逐步從大城市遷移到中小城市與鄉(xiāng)鎮(zhèn)。</p><p>　　2.對遷移到中小城市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)就業(yè)定居的農(nóng)民給予適當?shù)难a貼。</p><p>　　對遷移到中小城市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)就業(yè)定居的農(nóng)民特別是全家遷移的農(nóng)戶，若已有固定職業(yè)的農(nóng)民實行交回土地，給予適當?shù)淖》垦a貼，參加社會保障體系，這樣既能讓他們長期定居，實行勞動力真正轉移，同時又可以將土地集約化經(jīng)營，逐步發(fā)展成現(xiàn)代化農(nóng)

65、業(yè)。</p><p>　　3.進一步鼓勵鄉(xiāng)鎮(zhèn)民營企業(yè)與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展。</p><p>　　積極扶持鄉(xiāng)鎮(zhèn)興辦農(nóng)產(chǎn)品深加工企業(yè)及為大企業(yè)加工配套的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展，就地消化部分農(nóng)村勞動力，加快農(nóng)村發(fā)展。福建省的農(nóng)村繁榮富裕的現(xiàn)狀都是靠鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展而帶動起來的，應該已有成功的經(jīng)驗，可以予以借鑒并發(fā)揚光大。</p><p>　　4.發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)醫(yī)療、文化、教育事業(yè)，改善居住環(huán)

66、境。</p><p>　　福建省可將資金投資到鄉(xiāng)鎮(zhèn)上，發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)醫(yī)療、文化、教育事業(yè)，一方面可以解決一部分大學生就業(yè)，特別是農(nóng)村出來的大學畢業(yè)生返鄉(xiāng)就業(yè)。同時亦能改善農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)的居住環(huán)境，逐步將農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)發(fā)展成為人們向往的居住地，縮小地域差別、城鄉(xiāng)差別。 </p><p><b>　　參考文獻</b></p><p>　　[1]丁國平,邵珂軼,蔣玨.

67、中國城市化發(fā)展戰(zhàn)略的經(jīng)濟學分析[J].城市規(guī)劃研究.2006(8).</p><p>　　[2]陳淑清.城市化:我國經(jīng)濟長期增長的動力之源[J].經(jīng)濟與管理研究,2003(5):20—23.</p><p>　　[3]沈坤榮,蔣銳 .中國城市化對經(jīng)濟增長影響機制的實證研究[J].統(tǒng)計研究 ,第24卷(6)</p><p>　　[4]陳志.湖北省城市化與經(jīng)濟發(fā)展協(xié)調度

68、的時空特征分析[J].咸寧學院資源與環(huán)境科學學院,安徽農(nóng)業(yè)科 學,Journal of Anhui Agri.Sci.2007,35(20):6236-6239</p><p>　　[5]任淑花,盧新衛(wèi).延安城市化進程與經(jīng)濟發(fā)展動態(tài)變化研究[J].陜西師范大學旅游與環(huán)境學院,西安,2007.</p><p>　　[6]徐雪梅,王燕.城市化對經(jīng)濟增長推動作用的經(jīng)濟學分析[J].城市發(fā)展研

69、究,2004,11(2):48—52.</p><p>　　[7]許經(jīng)勇.城市化滯后對經(jīng)濟增長的制約[J].學術月刊,1999(6):29—33.</p><p>　　[8]吳紀寧.城市化與經(jīng)濟增長速度[J].湖南城建高等?？茖W校學報,1999(12):43—46.</p><p>　　[9]Northam, R. M. Urban Geography [M]. N

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71、奇.城市化進程中城市集中度對經(jīng)濟增長的影響[J].社會科學研究.2007(4)</p><p>　　[13]-[16]何曉群.多元統(tǒng)計分析（第二版）[M].北京中國人民大學出版社,2008.9</p><p>　　[17]李子奈,潘文卿.計量經(jīng)濟學（第二版）[M].高等教育出版社,2005.3:322</p><p>　　[18]高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模[M]

72、.北京:清華大學出版社,2006.154-156.</p><p>　　[19]王燕.時間序列分析（第二版）[M].北京.中國人民大學出版社,2008.12:229-230</p><p>　　[20]李子奈,潘文卿.計量經(jīng)濟學（第二版）[M].高等教育出版社,2005.3:23</p><p><b>　　附表</b></p>

73、<p>　　1.X1：非農(nóng)業(yè)人口比重（%）</p><p>　　2.X2：每千人擁有的床位數(shù)（張）；</p><p>　　3.X4：城鄉(xiāng)居民消費水平對比(農(nóng)村居民=1)；</p><p>　　4.X3：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)民人均純收入；</p><p>　　5.X5：第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)量/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)量；</p><

74、p><b>　　致謝</b></p><p>　　四年的大學本科生活已接近尾聲，在畢業(yè)論文即將完成之際，我心中充滿著無限的感激之情。</p><p>　　首先，我要感謝指導我本篇論文的xx老師。從論文的選題，到論文框架的確立，到初稿、成稿以及之后的一次次修改，每個環(huán)節(jié)無不滲透著林老師的心血。xx老師一直對我悉心指導，幫我拓寬思路，彌補不足。正是在林老師的引導下

75、，我才得以順利完成畢業(yè)論文。林老師一絲不茍、嚴謹求實的治學態(tài)度，孜孜不倦、立志求新的開拓精神，真誠坦蕩的胸懷，正直寬厚的質量，是我一生的楷模。</p><p>　　其次，我要感謝xx的其他老師，尤其是我的輔導員xx老師，是他們給我人生指引了方向；以及曾經(jīng)教導過我的xx老師等等，是他們給我開啟了統(tǒng)計學的蒙，他們的諄諄教誨將使我受益終身。三尺講臺，一支粉筆，演繹家國乃至天下；八斗高才，五車學富，培育桃李以成棟梁。&l