基于向量自回歸模型北京城鎮化發展動力實證研究

徐海峰

（北京勞動保障職業學院，北京 100029）

一、引言

隨著經濟形態向服務型經濟轉型，服務業因其產業關聯性強加速推進產業集聚與人口集中，促進城鎮化發展。流通業和旅游業作為現代服務業的主導產業，其與城鎮化的互動作用日益顯著。流通業作為先導性產業和基礎性產業，因其產業關聯度大，聯動產業升級，為城鎮化提供強有力的產業環境，有效實現產城融合發展（鄭勇軍等，2014；顏雙波，2016），并因其就業吸納能力和帶動能力強，成為拉動城鎮就業的有效產業因素（王曉東、謝莉娟，2010）。旅游業作為現代服務業的重要組成部分，其與區域經濟協調發展能夠促進城鎮化（鐘家雨等，2014），城鎮通過其公共產業及資源等旅游化促進區域經濟發展，有助于提升城鎮化水平（林峰等，2013），旅游業與城鎮化之間存在共同演化關系（黃劍鋒等，2021）。本文基于產城融合發展的視角，以流通業和旅游業為例構建產城多系統向量自回歸模型（VAR）實證研究城鎮化發展動力問題，探究產業發展促進城鎮化的演進規律。

二、實證研究設計

1.變量指標體系構建

城鎮化水平通常用人口城鎮化率來表示，即城鎮常住人口占常住總人口的比重，記為URB。流通業發展水平表示為CIR，借鑒相關文獻（王曉東、謝莉娟，2010），本文分別從流通業產值、產業活動單位數和流通業就業量這4個方面構建流通業發展水平指標體系。旅游業發展水平表示為TOU，結合相關文獻（周蕾、王沖，2017），本文分別從旅游收入與旅游人數兩方面構建旅游業發展水平指標體系（見表1）。指標數據采用1999年～2016年北京常住人口數據和流通業、旅游業等產業數據，來源于《北京統計年鑒》。

表1 城鎮化與流通業、旅游業發展水平評價指標體系

2.產業發展水平測算

（1）產業數據標準化處理

采用目標值法對數據進行標準化處理。標準化公式為：

對于某產業，xij和Xij分別表示第i個樣本的第j個指標的標準化值和原始值。Mj為第j個指標的目標值，參考文獻（李江蘇等，2014），本文選擇第j個指標的最大值作為目標值。

（2）產業發展水平測算

產業發展水平采取線性加權的方法進行計算（張勇等，2013），如式（2）所示，其中，U表示該產業的發展水平，wj表示該產業第j個指標的權重。采用熵值賦權法確定指標權重。

3.向量自回歸模型設置

城鎮化與流通業、旅游業之間相互作用相互影響，存在著互動作用關系，采用向量自回歸模型（VAR）對這種關系進行實證分析更加具有科學性。建立城鎮化與流通業、旅游業的VAR模型為：

三、基于VAR模型實證分析

運用MATLAB，根據式（2）計算得到歷年北京流通業發展水平指數（CIR）、旅游業發展水平指數（TOU），限于篇幅，計算結果略過。基于VAR模型采用Eviews 8.0實證分析。

1.格蘭杰因果檢驗

（1）單位根檢驗

采用ADF單位根檢驗對URB、CIR、TOU等變量進行平穩性檢驗。表2顯示，3個變量是非平穩序列，但是3個變量的一階差分序列都是平穩的，且均為I（1）序列，即同階單整。

表2 ADF單位根平穩性檢驗

（2）協整檢驗

采用Johansen檢驗法，用以確定變量URB、CIR、TOU之間有無協整關系。根據表3，VAR（p）模型的滯后階數p取值為3。

表3 VAR模型p值選擇表

基于VAR模型的協整檢驗的滯后階數為p-1，因此選擇滯后階數為2，并對協整方程的形式加以確定，通過聯合檢驗，選擇序列有線性確定性趨勢且協整方程僅有截距的檢驗模型。根據表4可知，3個變量之間存在協整關系。標準化的協整方程如式（6）所示。由此可知城鎮化與流通業、旅游業都是正相關關系，表明流通業和旅游業是城鎮化發展的長期原因。

表4 Johansen協整檢驗結果

（3）誤差修正模型

城鎮化與流通業、旅游業之間存在長期均衡關系，但是短期波動會偏離長期均衡，建立誤差修正模型（VEC）研究它們之間的短期動態關系。由式（6）得到協整方程殘差序列ut，令誤差修正項ECMt=ut，對模型進行系數估計后得到誤差修正模型如式（7）所示。根據估計結果，ΔCIR和ΔTOU的估計系數為正，說明流通業和旅游業發展都對城鎮化具有短期促進作用。ECMt-1項的系數為負，表明短期波動偏離長期均衡狀態時會受到反作用力以維持長期均衡。

（4）格蘭杰因果檢驗

根據表5可知，城鎮化與流通業之間互為格蘭杰原因；流通業是旅游業的格蘭杰原因，但是旅游業不是流通業的格蘭杰原因；旅游業是城鎮化的格蘭杰原因，但是城鎮化不是旅游業的格蘭杰原因。

表5 格蘭杰因果檢驗結果

2.脈沖響應分析

脈沖響應分析能夠反映城鎮化與流通業、旅游業VAR模型內部變量間相互作用的結果，從而揭示三者之間的動態作用過程。AR根檢驗顯示該VAR模型是穩定的。

在基期分別設置城鎮化、流通業和旅游業為1個單位的脈沖，考察沖擊作用的期限設置為10年，通過考察各變量對沖擊的動態反映，具體分析沖擊對其產生的影響。脈沖響應結果如圖1所示。當城鎮化發生正向沖擊后，流通業和旅游業發展會發生響應：流通業表現為正向波動，波動幅度先下降，到第2期下降到最低點，然后再上升，到第5期正向波動趨于平穩，即城鎮化與流通業發展趨于平穩發展態勢；旅游業也表現為正向波動，波動幅度先下降再緩慢上升，到第7期趨于平穩，即城鎮化與旅游業發展趨于平穩發展態勢。當流通業發生正向沖擊后，城鎮化與旅游業發展會發生響應：城鎮化表現為正向波動，波動幅度緩慢下降，到第4期趨于平穩；旅游業表現為正向上升波動，到第3期達到最大值，然后趨于穩定。當旅游業發展正向沖擊后，城鎮化表現為先正向上升波動，到第2期達到最大值，然后正向下降波動，到第3期變為負向波動，然后緩慢上升波動，在第6期波動基本消失；流通業表現為先負向下降波動，到第2期達到最小值，然后負向上升波動，到第4期波動基本消失。

圖1 城鎮化與流通業、旅游業的脈沖響應

3.方差分解

利用Cholesky分解法進行方差分解，進一步解釋城鎮化與流通業、旅游業的相互作用程度。限于篇幅，此處略過變量預測誤差的方差分解結果。在城鎮化過程中，自身作用對其發展的貢獻率在第1期達到100%，由于流通業和旅游業的發展，城鎮化自身作用呈現先大幅下降后小幅上升的趨勢，到第15期貢獻率變為83.16%，與此同時，流通業發展、旅游業發展對城鎮化作用的貢獻率都呈現先大幅上升后小幅下降的趨勢，由第1期的0%分別變為第15期的13.15%和3.69%，三者貢獻率的變化幅度越到后期越小，表明流通業發展和旅游業發展對城鎮化的作用逐漸趨于穩定的平衡狀態，互動作用進入良性循環，城鎮化發展到新階段。

在流通業發展過程中，城鎮化對流通業發展起到了極大的推動作用，貢獻率由第1期的25.16%增長到第15期的74.50%。旅游業發展對流通業發展的貢獻率在第15期穩定在3.31%。流通業發展對自身作用的貢獻率由第1期的74.84%下降到第15期的22.19%。在后期變化的幅度越來越小，即逐漸趨于平穩，從第4期開始流通業發展的方差分解出現拐點，即城鎮化對流通業發展的貢獻率超過了流通業發展對于自身的貢獻。

在旅游業發展過程中，城鎮化對流通業發展起到了極大的推動作用，貢獻率由第1期的24.95%增長到第15期的72.72%。流通業發展對旅游業發展的貢獻率由1.39%提高到20.19%。旅游業發展對自身作用的貢獻率由第1期的73.66%下降到第15期的7.09%。在后期變化的幅度越來越小，即逐漸趨于平穩，從第5期開始旅游業發展的方差分解出現拐點，即城鎮化、流通業發展對旅游業發展的貢獻率都超過了旅游業對于自身的貢獻。

四、研究結論與政策啟示

現代服務業促進城鎮化發展的作用日益凸顯，流通業和旅游業作為現代服務業的主導產業，其與城鎮化的動態互動作用顯著。本文以流通業和旅游業為例，建立產城多系統VAR模型分析產業發展對城鎮化發展的推動作用。實證分析結果表明：

（1）城鎮化與流通業、旅游業之間存在著長期穩定的均衡關系，流通業和旅游業是城鎮化發展的長期原因；（2）三者之間也存在短期波動，短期波動時系統會受到反作用力被調整回長期均衡狀態。

政策啟示如下。第一，在城鎮化發展規劃中，要更加重視產業發展對城鎮化的支撐作用，促進流通業、旅游業等現代服務業高質量發展，為高質量城鎮化提供產業支撐。第二，充分發揮政府在產城融合發展中的引導作用。政府在推動城鎮化發展過程中，要積極推進產業結構轉型升級，促進城鎮化高質量發展。