城镇化、社会保障与拉动内需实证分析
合集下载
- 1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性，平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
- 2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
- 3、如文档侵犯您的权益，请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间：9:00-18:30)。
- 18 -
社会保障水平对城镇化具有明显的正向作用；李迎生、袁小平 认为新型城镇化的提出是为了克服传统的城镇化固有缺陷的。 而新型的城镇化的全面推进需要一系列的支撑条件，其中完善 社会保障制度对于推进农民的市民化与促进城镇化的进一步 发展具有重要作用。到目前为止，我国的学者大多数是从定性 的视角对城镇化、社会保障与拉动内需的关系进行了研究，从 定量的角度对此进行研究的学者是比较少的。同时，将三者结 合起来考虑的文章也是不多见的。在这个背景下，本文在动态 的视角下，运用 VAR 模型实证分析了城镇化、社会保障与拉动 内需的关系。
通过协整检验可知，城镇化、社会保障与拉动内需之间存 在长期的均衡关系，但是三者之间是否存在因果关系需要进一 步的进行格兰杰因果关系检验。在进行格兰杰因果检验之前， 需要确定滞后的期数，检验结果显示滞后期为 3。
（三）VAR 模型设定。根据前面所述，确定的滞后期为 3。由 于变量之间存在着协整关系，直接建立无约束的 VAR 模型如 下：LNCON=1.14伊LNCON（-1）-0.42伊LNCON（-2）-0.13伊LNSEC （-1）+0.09伊LNSEC（-2）-0.133伊LNURB（-1）+0.03伊LNURB（-2） -0.45。同时，由于调整后的 R2 为 0.96，说明方程的总体解释能 力较好，由此可以断定建立的 VAR 模型是有效的。对回归结果 进行方差分解，得到的结果见表 1。（表 1）
2、协整检验。由于三个变量均为二阶单整，因此它们之间 可能存在一个长期稳定的比例关系。此处，运用 Johansen （1988） 与 Juselius （1990） 年提出的协整检验方法，运用 E原 views7.2 进行检验。原假设 R=0 时，特征值为 0.67，最大特征值 统计量为 22.12，P 值为 0.04；R臆1 时，特征值为 0.54，最大特 征值统计量为 15.59，P 值为 0.03；R臆2 时，特征值为 0.13，最 大特征值统计量为 2.74，P 值为 0.09。根据协整检验的特征根 迹检验结果和最大特征值检验结果可知，在 5%的显著水平下 存在协整关系，城镇化、居民消费和拉动内需三者之间存在长 期均衡关系。
经济 / 产业
叶合作经济与科技曳
No.5s 圆园17
城镇化、社会保障与拉动内需实证分析
□文 / 白秋苹
（石河子大文基于 1990～2013 年时间序列数据，运用 VAR 模型，对城镇化、社会保障以及拉动内需的关系进行实证研究，通 过单位根、协整、格兰杰因果关系检验，以及脉冲响应函数和方差分解分析，可以知道：城镇化、社会保障以及拉动内需之间存在长 期的协整关系，社会保障率的提高能够有效促进居民消费，而城镇化水平的提高又能够有效地促进社会保障体系的完善，三者相 辅相成，共同促进经济的增长。
（2）通过对三个时间序列变量二阶差分，结果表明：LNCON（2）、LNSEC（-2）、LNURB（-2）在 99%的置信水平下都是平稳 的。单位根检验的具体结果：LNCON（-2）的 ADF 值为-5.71，P 值为 0.00，检验结果平稳；LNSEC（-2）的 ADF 值为-4.99，P 值 为 0.00，检验结果平稳；LNURB（-2）的 ADF 值为-5.84，P 值为 0.00，检验结果平稳。
二、实证分析 （一）指标选取和数据说明。本文选取居民消费率（House原 hold consumption rate 简称 CON） 的对数 LNCON 为被解释变 量，以城镇化（The urbanization rate 简称 URB）的对数 LNURB、 社会保障率（Social security rate 简称 SEC）的对数 LNSEC 为解 释变量。其中，CON=居民消费水平/GDP、URB=城镇人口/总人 口、SEC=社会保障支出/GDP 等指标，主要是考虑到基础数据的 易得性以及构建模型的结构稳定性。数据来源于《中国统计年 鉴 2014》，时间跨度为 1990耀2013 年。 （二）变量的平稳性检验。VAR 模型建立的前提条件是模 型中的每一个变量都是平稳的，进行单位根检验，即平稳性检 验。如果变量是非平稳的，我们就需要通过差分处理，以使得变 量趋于平稳。当所有的变量是同阶单整的情况时，才可以对其 进行协整检验，即检验变量之间是否具有长期的均衡关系。 1、单位根检验。根据单位根的分析结果可以知道：（1）在 1%、5%、10%的显著水平上，各变量均接受存在一个单位根（非 平稳）的原假设，说明 LNCON、LNSEC、LNURB 都是非平稳的；
关键词：内需；城镇化；社会保障；VAR 中图分类号：F12 文献标识码：A 收录日期：2017 年 3 月 9 日
一、前言 众所周知，投资、消费、出口是拉动经济增长的三驾马车。 而现如今，虽然说中国的投资额只占美国的 1/10、俄国的 1/3， 但是还是由于国家投资规模过大、投资增幅过高，以及世界性 的金融危机以来中国出口出现了严重的挫折，使得中国的经济 出现了不稳定与不健康的因素。这就从本质上说明了一个国家 经济的长期增长不能只依靠投资去拉动，同时从侧面也警示人 们，当外部经济出现严重问题的时候，出口作为拉动经济增长 的重要一个方面也就变得不是那么可靠了。同时，我们也清楚 地看到，我国的投资型和外需型的经济增长是有着明显缺陷 的。首先，它会带来我国整个宏观经济的剧烈波动，使得经济过 热或者过冷；其次，这也会给经济增长和社会稳定带来脆弱性。 2013 年 12 月，中央城镇化工作会议明确指出，要坚持以人为 本，推进以人为核心的城镇化，而不能够为了城镇化而城镇化， 城镇化最后的落脚点还是要落实到老百姓本身。在过去的几十 年里，我国实行的城乡有差别的社会保障制度，这在相当大的 程度上不仅体现了分配的不公平，也严重压制了城乡之间要素 的流动性，从而延缓了城镇化的进程，使得城镇化、信息化、工 业化、农业现代化“四化”不能够协同发展，不能够为扩大内需 起到实质性的作用。所以，我们只有不断地健全社会保障制度， 充分排除农村生产要素向城镇流动的种种限制，两者相辅相 成、相互促进，才能不断地为扩大内需提供持久而强大的力量。 健全社会保障制度、提高城镇化能够扩大内需已然成为了 学术界的共识，但是对三者之间关系的研究并不是太多，国内 的学者主要是选取其中的两个方面进行研究，即城镇化与社会 保障的关系、社会保障与拉动内需的关系或者城镇化与拉动内 需的关系。张雷通过对我国 31 个省份的数据分析，认为人均的
社会保障水平对城镇化具有明显的正向作用；李迎生、袁小平 认为新型城镇化的提出是为了克服传统的城镇化固有缺陷的。 而新型的城镇化的全面推进需要一系列的支撑条件，其中完善 社会保障制度对于推进农民的市民化与促进城镇化的进一步 发展具有重要作用。到目前为止，我国的学者大多数是从定性 的视角对城镇化、社会保障与拉动内需的关系进行了研究，从 定量的角度对此进行研究的学者是比较少的。同时，将三者结 合起来考虑的文章也是不多见的。在这个背景下，本文在动态 的视角下，运用 VAR 模型实证分析了城镇化、社会保障与拉动 内需的关系。
通过协整检验可知，城镇化、社会保障与拉动内需之间存 在长期的均衡关系，但是三者之间是否存在因果关系需要进一 步的进行格兰杰因果关系检验。在进行格兰杰因果检验之前， 需要确定滞后的期数，检验结果显示滞后期为 3。
（三）VAR 模型设定。根据前面所述，确定的滞后期为 3。由 于变量之间存在着协整关系，直接建立无约束的 VAR 模型如 下：LNCON=1.14伊LNCON（-1）-0.42伊LNCON（-2）-0.13伊LNSEC （-1）+0.09伊LNSEC（-2）-0.133伊LNURB（-1）+0.03伊LNURB（-2） -0.45。同时，由于调整后的 R2 为 0.96，说明方程的总体解释能 力较好，由此可以断定建立的 VAR 模型是有效的。对回归结果 进行方差分解，得到的结果见表 1。（表 1）
2、协整检验。由于三个变量均为二阶单整，因此它们之间 可能存在一个长期稳定的比例关系。此处，运用 Johansen （1988） 与 Juselius （1990） 年提出的协整检验方法，运用 E原 views7.2 进行检验。原假设 R=0 时，特征值为 0.67，最大特征值 统计量为 22.12，P 值为 0.04；R臆1 时，特征值为 0.54，最大特 征值统计量为 15.59，P 值为 0.03；R臆2 时，特征值为 0.13，最 大特征值统计量为 2.74，P 值为 0.09。根据协整检验的特征根 迹检验结果和最大特征值检验结果可知，在 5%的显著水平下 存在协整关系，城镇化、居民消费和拉动内需三者之间存在长 期均衡关系。
经济 / 产业
叶合作经济与科技曳
No.5s 圆园17
城镇化、社会保障与拉动内需实证分析
□文 / 白秋苹
（石河子大文基于 1990～2013 年时间序列数据，运用 VAR 模型，对城镇化、社会保障以及拉动内需的关系进行实证研究，通 过单位根、协整、格兰杰因果关系检验，以及脉冲响应函数和方差分解分析，可以知道：城镇化、社会保障以及拉动内需之间存在长 期的协整关系，社会保障率的提高能够有效促进居民消费，而城镇化水平的提高又能够有效地促进社会保障体系的完善，三者相 辅相成，共同促进经济的增长。
（2）通过对三个时间序列变量二阶差分，结果表明：LNCON（2）、LNSEC（-2）、LNURB（-2）在 99%的置信水平下都是平稳 的。单位根检验的具体结果：LNCON（-2）的 ADF 值为-5.71，P 值为 0.00，检验结果平稳；LNSEC（-2）的 ADF 值为-4.99，P 值 为 0.00，检验结果平稳；LNURB（-2）的 ADF 值为-5.84，P 值为 0.00，检验结果平稳。
二、实证分析 （一）指标选取和数据说明。本文选取居民消费率（House原 hold consumption rate 简称 CON） 的对数 LNCON 为被解释变 量，以城镇化（The urbanization rate 简称 URB）的对数 LNURB、 社会保障率（Social security rate 简称 SEC）的对数 LNSEC 为解 释变量。其中，CON=居民消费水平/GDP、URB=城镇人口/总人 口、SEC=社会保障支出/GDP 等指标，主要是考虑到基础数据的 易得性以及构建模型的结构稳定性。数据来源于《中国统计年 鉴 2014》，时间跨度为 1990耀2013 年。 （二）变量的平稳性检验。VAR 模型建立的前提条件是模 型中的每一个变量都是平稳的，进行单位根检验，即平稳性检 验。如果变量是非平稳的，我们就需要通过差分处理，以使得变 量趋于平稳。当所有的变量是同阶单整的情况时，才可以对其 进行协整检验，即检验变量之间是否具有长期的均衡关系。 1、单位根检验。根据单位根的分析结果可以知道：（1）在 1%、5%、10%的显著水平上，各变量均接受存在一个单位根（非 平稳）的原假设，说明 LNCON、LNSEC、LNURB 都是非平稳的；
关键词：内需；城镇化；社会保障；VAR 中图分类号：F12 文献标识码：A 收录日期：2017 年 3 月 9 日
一、前言 众所周知，投资、消费、出口是拉动经济增长的三驾马车。 而现如今，虽然说中国的投资额只占美国的 1/10、俄国的 1/3， 但是还是由于国家投资规模过大、投资增幅过高，以及世界性 的金融危机以来中国出口出现了严重的挫折，使得中国的经济 出现了不稳定与不健康的因素。这就从本质上说明了一个国家 经济的长期增长不能只依靠投资去拉动，同时从侧面也警示人 们，当外部经济出现严重问题的时候，出口作为拉动经济增长 的重要一个方面也就变得不是那么可靠了。同时，我们也清楚 地看到，我国的投资型和外需型的经济增长是有着明显缺陷 的。首先，它会带来我国整个宏观经济的剧烈波动，使得经济过 热或者过冷；其次，这也会给经济增长和社会稳定带来脆弱性。 2013 年 12 月，中央城镇化工作会议明确指出，要坚持以人为 本，推进以人为核心的城镇化，而不能够为了城镇化而城镇化， 城镇化最后的落脚点还是要落实到老百姓本身。在过去的几十 年里，我国实行的城乡有差别的社会保障制度，这在相当大的 程度上不仅体现了分配的不公平，也严重压制了城乡之间要素 的流动性，从而延缓了城镇化的进程，使得城镇化、信息化、工 业化、农业现代化“四化”不能够协同发展，不能够为扩大内需 起到实质性的作用。所以，我们只有不断地健全社会保障制度， 充分排除农村生产要素向城镇流动的种种限制，两者相辅相 成、相互促进，才能不断地为扩大内需提供持久而强大的力量。 健全社会保障制度、提高城镇化能够扩大内需已然成为了 学术界的共识，但是对三者之间关系的研究并不是太多，国内 的学者主要是选取其中的两个方面进行研究，即城镇化与社会 保障的关系、社会保障与拉动内需的关系或者城镇化与拉动内 需的关系。张雷通过对我国 31 个省份的数据分析，认为人均的