论文部分内容阅读
摘要：立足于湖南“四化”、“两型”建设，建立了湖南省工业化水平、城市化水平及生态化水平三个方面指标体系，并进行综合评价；采用多元回归、因子分析、主成份分析、VAR（向量自回归），VEC模型来研究湖南省新型工业化、城市化联动与经济生态化发展之间的动态关系，定量分析三者之间的短期、长期影响。
关键词：新型工业化 城市化 联动 生态化 VEC模型
目前，尽管我国的城市化进程已经取得了一些成绩，但是仍然处于相对较低水平，城市化水平严重滞后于工业化水平，仍然存在明显的城乡分割的二元经济结构，与国民经济和社会发展的要求不相适应，主要表现为城市化水平低，与非农产业占国内生产总值的比重之间差距过大。此外，我国新型工业化整体上信息化程度较低、信息化与新型工业化的关系还不够协调，如何促进新型工业化与城市化协调发展，走“新型工业化—农村城市化—小康社会”之路，建设和谐社会，已成为社会和学术界关注的重要话题。
一、文献综述
目前，国内学者研究工业化、城市化和生态化联动发展关系的成果较少，但研究构建新型工业化、城市化与经济生态化指标体系的文献较多，由于各自研究目的的不同，在选择具体指标上也没有统一的标准，故选择的指标也存在较大差异，其中构建指标体系做实证分析的较多，主流定量方法是聚类分析、主成分分析等多元方法。
（一）新型工业化水平测度
中国社科院“工业化与城市化协调发展研究”课题组（2005）研究表明，工业化与城市化关系的变动，在工业化的不同阶段存在着较大的差别。工业化过程中城市化率的上升，更多的是与非农产业的比重上升相联系，其中服务业的比重变化起了很大的作用，工业化过程中非农化对服务化拉动效应对于城市化带动作用不同而异。张建军，李国平（2004）认为城市化与工业化就比例而言不存在过分的偏离，但这并不表明我国城市化发展就是协调的。安虎森，陈明（2005）认为人均GDP是衡量工业化水平最佳标准，其认为我国目前城市化水平并不滞后于工业化，但存在城市化过程中就业结构没有随著工业化而相应高度化以及城市化质量不高的问题，而这是由于长期工业政策的偏差所引起，我国工业化与城市化之间相关性并不强。
作者简介：何文举，湖南大学经济与贸易学院博士生；湖南商学院湖南经济发展与改革研究中心经济学副教授。 本文是2011年第25届全国高校社会主义经济理论与实践研讨会年会入选论文。
在针对城镇化水平研究的文献中，也有许多学者专门建立工业化水平指标评价体系对工业化水平进行评价。如：谢春，李健（2011）构建中国特色新型工业化指标体系，将全国各地区新型工业化发展水平状况划分为4类。 郑恒，张国平（2007）认为衡量工业化水平方法主要有工业产值(增加值)比重、非农产业占GDP比重、用工业就业比重、非农产业就业比重四种。
（二）城市化水平测度
城市化水平测度一直是学者们关注的焦点，如何更好设立指标群对城市化水平进行科学合理的度量对研究城镇化影响至关重要。城市化水平[ 徐秋艳，城市化水平测度方法研究综述[J]，安徽农业科学，2007]即指城市化发展程度，一般采用城市地区人口占地区人口比重来表示，目前国内外学者对城市化水平的测度方法主要有两种，单一指标法和复合指标法，采用后者方法的居多。
在针对城市化水平研究的文献中，许多学者专门建立了指标评价体系，也有部分学者在研究城市化效益时，简单选择市镇人口占总人口比例等个别指标对城镇化水平进行评价。如：刘丽云，韩美，张晓慧（2006）对山东省昌乐县进行经济、社会和环境效益相关性分析时，构建农村城镇化质量指标体系，以非农业人口占总人口比重来表示昌乐县的城镇化水平；胡日东，苏桎芳（2007）研究中国城镇化与居民消费增长关系时，采用市镇人口占总人口比重衡量城镇化水平；张玉周（2009）考虑基础设施中绝大部分服务型指标并加入了产业结构内容，如第二产业增加值占区域GDP比例等对城镇化水平进行测度；张吉献（2009）采用城镇化率、建设用地面积占市区面积比重等30项指标衡量河南城镇化水平；吕一清（2010）基于主成分聚类分析对四川城镇化水平评价，其建立指标体系中包括城镇发展，经济发展及服务功能三个方面，其中城镇发展主要包括城镇人口占总人口比重、城区面积占总面积比重这两个指标。
以往研究中有许多采用的指标体系内容比较复杂，结构不一定合理，应该更加注意绝对指标、相对指标的搭配，正向指标、反向指标的搭配，否则经处理后的变量和分析结论不易于解释，不一定有经济意义。
（三）生态化水平测度
生态城市即生态健康城市，它代表了城市发展的趋势，涵盖了从生态意识、生态经济、生态安全、生态景观等多个方面的内容和内涵。目前国内不少学者用定量方法研究生态城市的测度问题，从不同角度进行了较为深入的研究。
盛学良（2005）等从社会、经济、资源与环境、人口四个方面构建了生态城市指标体系；顾传辉（2006）等从人口、自然、社会、经济四个方面构建了生态城市评价指标体系，郭秀锐等从自然生态、经济生态、社会生态三个方面及结构、功能、协调度三个方面构建了两套生态城市指标体系；刘则渊（2007）等则从可持续发展的角度，分经济可持续、社会可持续、生态可持续三个方面建立了生态城市评价指标体系；栾金昶（2009）构建出了城市经济社会发展评价体系进行实证研究，其中构建了城市生态发展评价指标体系。
二、研究思路与数据
本文采用多元回归、因子分析、主成份分析、VAR（向量自回归），VEC模型来研究思路研究湖南省新型工业化、城市化联动与经济生态化发展之间的关系。首先建立湖南省工业化水平、城市化水平及生态化水平三个方面指标体系，利用降维方法进行综合评价；第二步，提取工业化水平、城市化、生态化三个指标体系的主成分，并计算因子（成分）综合得分；最后采用多元方法、向量自回归等方法定量分析三者之间的长期短期影响。
根据已有数据和参考以往学者采用的工业化水平测度评价体系，特构建如下指标体系进行研究和实证分析，见表1。
根据已有数据和参考以往学者采用生态化指标评价体系，特构建如下城市化水平测度体系进行研究和实证分析，见表2。
专门构建生态化水平测度体系的文献较少，因此本文根据已有数据和参考以往学者采用的生态化指标评价体系，特构建如下城市化水平测度体系进行研究和实证分析，见表3。
三、实证分析
提取工业化水平、城市化、生态化三个指标体系的主成分，并计算因子（成分）综合得分；采用多元方法、向量自回归等方法定量分析三者之间的长期短期影响。
（一）数据降维与公因子提取
1．信效度检验
采用奇偶分半方法对量表进行同质性检验见表4，该模型用于评估顾客满意度有较好内部一致性和可靠度。由表4中可见，三个指标体系的Alpha系数均高于0.80，分半信度系数较高，表明量表信度较好，测量结果可靠。
利用巴特利特球形检验计算出KMO值为0.928，Bartlett球度检验相伴概率为0.000，拒绝Bartlett球度原假设，适合进行数据降维分析，此外，测量模型测量指标之间相关系数绝大部分绝对值较高，表明量表具有较好结构效度和区别效度。
2．主成份提取
根据碎石图（图1）和提取成分贡献率（表5）可知，三个指标体系均提取3个主成分即可达到数据降维且信息损失较小的作用，故本文对以上三个指标体系均提取三个主成分，分别命名为XF1、XF2、XF3（工业化水平测度体系），YF1、YF2、YF3（城市化水平测度体系），ZF1、ZF2、ZF3（生态化水平测度体系）。
3．因子载荷与主成份得分
（二）工业化、城市化联动与生态化发展长期均衡关系
本文采用ADF检验变量序列平稳性，用Johansen协整检验办法检验变量间是否具有长期稳定均衡关系。
基于回归残差序列的单位根检验
由前图2可观察出，3个第一主成分变量XF1、YF1和ZF1均表现出一定趋势，故在平稳性检验时添加趋势项和常数项，而其他XF2、XF3等六个成分检验均添加常数项。
通过对XF1、XF2、XF3等6个变量进行单位根平稳性检验后发现（见表7），原始序列中仅有XF2是平稳序列，其他5个序列均为非平稳序列；对其他5个序列进行一阶差分后，XF1、XF3、YF3、ZF1变为平稳序列了；经过二阶差分后，所有序列几乎都变成平稳的了。
根据原体系中反映信息量大小的排序和差分平稳的过程，后文选择ΔXF1、XF2、ΔXF3、Δ2YF1、Δ2YF2、ΔYF3、ΔZF1、Δ2ZF2、Δ2ZF3作为进一步分析的变量。
2．基于回归系数的Johansen协整检验
进行向量自回归模型应确认变量协整性，由于只有平稳变量才能进行协整分析，分析结果见表8。结果表明，湖南省工业化水平、城市化水平和生态化水平之间存在显著的协整关系，三者之间存在相互作用的协整关系。
注：上面表示原假设为不存在协整关系的迹统计量（Trace Statistic[ ① 迹统计量计算方法为：，其中，r为原假设r个协整关系（）]），下面表示原假设为至多有1个协整关系的迹统计量，*与**和***分别表示Johansen检验统计量在0.05、0.01和0.001显著性水平下显著。
3．Granger因果关系检验
本文利用Granger因果检验法对于研究9个成分时滞1阶和2阶的因果关系，研究三大体系之间是否存在单向的Granger的因果关系，检验结果见表9所示。
注：协整关系检验结果中下三角中检验结果的原假设为H0：行变量名不是列变量名的格兰杰原因；上三角中检验结果的原假设为H0:为列变量名不是行变量名的格兰杰原因。*与**和***分别表示F检验统计量在0.05、0.01和0.001显著性水平下显著。
由表9中因果关系可以看出，在时滞1期情况下，9个主成分之间并不存在显著的双向格兰杰因果关系，但存在2个显著性单向格兰杰因果关系，说明城市化第1主成分（Δ2YF1）进程对于生态化（ΔZF1）进程有单向的格兰杰影响；此外，城市化（ΔYF3）进程对于生态化第1主成分（ΔZF1）进程也有单向的格兰杰影响，又进一步映证了上述观点。
进一步考虑时滞2期的情况，检验发现9个主成分之间并不存在显著的双向格兰杰因果关系，但存在2个显著的单向格兰杰因果关系，说明工业化（ΔXF1）进程第一主成分对工业化（XF2）进程第二主成分有单向的格兰杰影响；另一显著因果关系表明工业化化（ΔXF1）进程对于生态化（Δ2ZF3）进程也有单向的格兰杰影响。
（三）工业化、城市化联动与生态化发展短期动态关系
1．VAR模型假设
VAR是目前广泛应用于衡量经济、金融、环境等指标变量之间动态关系的高等计量方法，由Sims于1980年首先提出，这种模型采用多方程联立的形式，不以经济理论为基础，在模型每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后项进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。
若以城市化、工业化和生态化三个最重要的主成分变量ΔXF1、Δ2YF1和ΔZF1滞后1期VAR模型为例进行短期动态关联分析，则模型结构假设如下：
其中：
2．脉冲响应函数分析
本文以三个指标体系的第一主成分指标ΔXF1、Δ2YF1和ΔZF1分别代表各自的水平，建立向量自回归模型，研究工业化、城市化和生态化水平之间的短期动态关系。
通过比较和修改引入模型中的内生变量滞后阶数，得出最优模型的估计结果见表10所示，检验结果表明模型整体上拟合效果较稳定，三个第一主成分受到内生变量各自滞后期的影响，影响大小各有不同，其中，生态化水平滞后2期对自身当期水平和工业化水平当期水平影响较大，影响系数为0.574和0.573。
注：每一单元格中第一行为参数估计值，方括号标出为对应参数估计的t统计量，为节省篇幅，本文没有采用公式法对模型进行表述。
进一步分析脉冲响应函数下三类体系之间的单期和累计冲击效应，见图4和图5。结果表明，工业化（XF1）对城市化水平（YF1）的冲击第1年没什么反映，后几年冲击产生效应越来越大，工业化对生态化的冲击在1至3年内较大，随着年份推移效应呈递减趋势；城市化（ZF1）对工业化水平（XF1）和生态化水平（ZF1）的冲击没有太大的波动，表现都比较平稳；生态化（ZF1）对工业化水平（XF1）的冲击一直比较平稳，对城市化水平的冲击表现随着年份推移越来越强烈。
注：图内XF1、YF1、ZF1分别是湖南省工业化水平指标体系、城市化水平指标体系和生态化水平指标体系的第1主成分，分别代表响应的水平，由于本文中第1主成分已表达绝大部分信息，为节省篇幅，故对于第2和第3主成分没有进行相应的脉冲响应和方差分解。
3. 方差分解分析
方差分解从相反角度，研究向量自回归模型中研究各变量的冲击对所有内生变量预测误差贡献方法，以此判断模型内各个变量哪个的内生性比较强，哪一个外生性比较强。
对上述VAR模型进行方差分解，分解结果见表11，结果表明，短预测期内工业化体系、城市化体系、生态化体系均受到自身的影响冲击最大。
对工业化体系而言，随着年限的增加，工业化体系和生态化体系受到自身冲击的影响比重会下降，其中，工业化体系受到城市化体系冲击的影响会相对加大，受到生态化体系的冲击在前5年内会加大，而后5年内又会略有下降。
对生态化体系而言，随着年限的增加，生态化体系受到自身冲击的影响比重会下降，城市化对其冲击影响的比重会逐步加大，工业化对其影响比重整体上表现下降趋势，但并不十分明显。
对城市化体系而言，其内部稳定性表现得相对较强，在10年预测期内，其受到自身冲击影响始终占绝大部分比重，最低也达到96%以上。
四、研究结论
通过以上分析，本文首先建立了三个指标体系并采取数据降维方法，减少最少信息量基础上提出主成分，并对三个主成分变量进行平稳性检验、协整检验和向量自回归分析等，研究湖南省工业化水平、城市化水平和生态化水平之间是否存在长期均衡、短期动态等关系。
研究结论表明：
1．湖南省工业化水平、城市化水平和生态化水平之间存在显著的协整关系，三者之间存在相互作用的协整关系。
2．在时滞1期情况下，湖南省工业化水平指标体系、城市化指标体系和生态化体系提取的9个主成分之间并不存在显著的双向格兰杰因果关系，但存在2个显著性单向格兰杰因果关系，说明城市化第1主成分进程对于生态化进程有单向的格兰杰影响；城市化进程对于生态化体系第一主成分进程也有单向的格兰杰影响，进一步映证上述观点；考虑时滞2期的情况，检验发现9个主成分之间并不存在显著的双向格兰杰因果关系，但存在2个显著的单向格兰杰因果关系，说明工业化（ΔXF1）进程第一主成分对工业化进程第二主成分有单向的格兰杰影响；另一显著因果关系表明工业化化进程对于生态化进程也有单向的格兰杰影响。
3．从短期冲击效应的角度来看， 短预测期内工业化体系、城市化体系、生态化体系均受到自身的影响冲击最大；对工业化体系而言，随着年限的增加，工业化体系和生态化体系受到自身冲击的影响比重会下降，其中，工业化体系受到城市化体系冲击的影响会相对加大，受到生态化体系的冲击在前5年内会加大，而后5年内又会略有下降；对生态化体系而言，随着年限的增加，生态化体系受到自身冲击的影响比重会下降，城市化对其冲击影响的比重会逐步加大，工业化对其影响比重整体上表现下降趋势，但并不十分明显；对城市化体系而言，其内部稳定性表现得相对较强，在10年预测期内，其受到自身冲击影响始终占绝大部分比重，最低也达到96%以上。
五、参考文献
[1] 谢春，李健，基于综合赋权法的中国特色新型工业化水平测度与实证分析[J]，财务与金融，2011（2）
[2] 郑恒，张国平，基于产业集群成长角度工业化、城市化关系分析—以浙江省为例[J]，浙江学刊，2007（6）
[3] 安虎森，陈明，工业化城市化进程与我国城市化推进的路径选择[J]， 南开经济研究，2005(1)
[4] 张建军，李国平，基于全面建设小康社会的新型工业化、城市化研究[J]，中央财经大学学报2004（10）
[5] 栾金昶，城市经济社会发展评价体系研究[D]，大连理工大学学位论文，2009(12)
[6] 李子奈，叶阿忠，高等计量经济学[M]，北京：清华大学出版社，2000
[7] 凌亢，王浣尘，城市经济发展与环境污染关系的统计研究——以南京市为例[J]，统计研究，2001(10)
[8] 刘传江，侯伟丽，环境经济学，武汉：武汉大学出版社，2006
[9] 马树才，李国柱，中国经济增长与环境污染关系的Kuznets曲线[J]，统计研究，2006（8）
[10] 彭水军，包群，环境污染、内生增长与经济可持续发展[J]，数量经济技术经济研究，2006（9）
关键词：新型工业化 城市化 联动 生态化 VEC模型
目前，尽管我国的城市化进程已经取得了一些成绩，但是仍然处于相对较低水平，城市化水平严重滞后于工业化水平，仍然存在明显的城乡分割的二元经济结构，与国民经济和社会发展的要求不相适应，主要表现为城市化水平低，与非农产业占国内生产总值的比重之间差距过大。此外，我国新型工业化整体上信息化程度较低、信息化与新型工业化的关系还不够协调，如何促进新型工业化与城市化协调发展，走“新型工业化—农村城市化—小康社会”之路，建设和谐社会，已成为社会和学术界关注的重要话题。
一、文献综述
目前，国内学者研究工业化、城市化和生态化联动发展关系的成果较少，但研究构建新型工业化、城市化与经济生态化指标体系的文献较多，由于各自研究目的的不同，在选择具体指标上也没有统一的标准，故选择的指标也存在较大差异，其中构建指标体系做实证分析的较多，主流定量方法是聚类分析、主成分分析等多元方法。
（一）新型工业化水平测度
中国社科院“工业化与城市化协调发展研究”课题组（2005）研究表明，工业化与城市化关系的变动，在工业化的不同阶段存在着较大的差别。工业化过程中城市化率的上升，更多的是与非农产业的比重上升相联系，其中服务业的比重变化起了很大的作用，工业化过程中非农化对服务化拉动效应对于城市化带动作用不同而异。张建军，李国平（2004）认为城市化与工业化就比例而言不存在过分的偏离，但这并不表明我国城市化发展就是协调的。安虎森，陈明（2005）认为人均GDP是衡量工业化水平最佳标准，其认为我国目前城市化水平并不滞后于工业化，但存在城市化过程中就业结构没有随著工业化而相应高度化以及城市化质量不高的问题，而这是由于长期工业政策的偏差所引起，我国工业化与城市化之间相关性并不强。
作者简介：何文举，湖南大学经济与贸易学院博士生；湖南商学院湖南经济发展与改革研究中心经济学副教授。 本文是2011年第25届全国高校社会主义经济理论与实践研讨会年会入选论文。
在针对城镇化水平研究的文献中，也有许多学者专门建立工业化水平指标评价体系对工业化水平进行评价。如：谢春，李健（2011）构建中国特色新型工业化指标体系，将全国各地区新型工业化发展水平状况划分为4类。 郑恒，张国平（2007）认为衡量工业化水平方法主要有工业产值(增加值)比重、非农产业占GDP比重、用工业就业比重、非农产业就业比重四种。
（二）城市化水平测度
城市化水平测度一直是学者们关注的焦点，如何更好设立指标群对城市化水平进行科学合理的度量对研究城镇化影响至关重要。城市化水平[ 徐秋艳，城市化水平测度方法研究综述[J]，安徽农业科学，2007]即指城市化发展程度，一般采用城市地区人口占地区人口比重来表示，目前国内外学者对城市化水平的测度方法主要有两种，单一指标法和复合指标法，采用后者方法的居多。
在针对城市化水平研究的文献中，许多学者专门建立了指标评价体系，也有部分学者在研究城市化效益时，简单选择市镇人口占总人口比例等个别指标对城镇化水平进行评价。如：刘丽云，韩美，张晓慧（2006）对山东省昌乐县进行经济、社会和环境效益相关性分析时，构建农村城镇化质量指标体系，以非农业人口占总人口比重来表示昌乐县的城镇化水平；胡日东，苏桎芳（2007）研究中国城镇化与居民消费增长关系时，采用市镇人口占总人口比重衡量城镇化水平；张玉周（2009）考虑基础设施中绝大部分服务型指标并加入了产业结构内容，如第二产业增加值占区域GDP比例等对城镇化水平进行测度；张吉献（2009）采用城镇化率、建设用地面积占市区面积比重等30项指标衡量河南城镇化水平；吕一清（2010）基于主成分聚类分析对四川城镇化水平评价，其建立指标体系中包括城镇发展，经济发展及服务功能三个方面，其中城镇发展主要包括城镇人口占总人口比重、城区面积占总面积比重这两个指标。
以往研究中有许多采用的指标体系内容比较复杂，结构不一定合理，应该更加注意绝对指标、相对指标的搭配，正向指标、反向指标的搭配，否则经处理后的变量和分析结论不易于解释，不一定有经济意义。
（三）生态化水平测度
生态城市即生态健康城市，它代表了城市发展的趋势，涵盖了从生态意识、生态经济、生态安全、生态景观等多个方面的内容和内涵。目前国内不少学者用定量方法研究生态城市的测度问题，从不同角度进行了较为深入的研究。
盛学良（2005）等从社会、经济、资源与环境、人口四个方面构建了生态城市指标体系；顾传辉（2006）等从人口、自然、社会、经济四个方面构建了生态城市评价指标体系，郭秀锐等从自然生态、经济生态、社会生态三个方面及结构、功能、协调度三个方面构建了两套生态城市指标体系；刘则渊（2007）等则从可持续发展的角度，分经济可持续、社会可持续、生态可持续三个方面建立了生态城市评价指标体系；栾金昶（2009）构建出了城市经济社会发展评价体系进行实证研究，其中构建了城市生态发展评价指标体系。
二、研究思路与数据
本文采用多元回归、因子分析、主成份分析、VAR（向量自回归），VEC模型来研究思路研究湖南省新型工业化、城市化联动与经济生态化发展之间的关系。首先建立湖南省工业化水平、城市化水平及生态化水平三个方面指标体系，利用降维方法进行综合评价；第二步，提取工业化水平、城市化、生态化三个指标体系的主成分，并计算因子（成分）综合得分；最后采用多元方法、向量自回归等方法定量分析三者之间的长期短期影响。
根据已有数据和参考以往学者采用的工业化水平测度评价体系，特构建如下指标体系进行研究和实证分析，见表1。
根据已有数据和参考以往学者采用生态化指标评价体系，特构建如下城市化水平测度体系进行研究和实证分析，见表2。
专门构建生态化水平测度体系的文献较少，因此本文根据已有数据和参考以往学者采用的生态化指标评价体系，特构建如下城市化水平测度体系进行研究和实证分析，见表3。
三、实证分析
提取工业化水平、城市化、生态化三个指标体系的主成分，并计算因子（成分）综合得分；采用多元方法、向量自回归等方法定量分析三者之间的长期短期影响。
（一）数据降维与公因子提取
1．信效度检验
采用奇偶分半方法对量表进行同质性检验见表4，该模型用于评估顾客满意度有较好内部一致性和可靠度。由表4中可见，三个指标体系的Alpha系数均高于0.80，分半信度系数较高，表明量表信度较好，测量结果可靠。
利用巴特利特球形检验计算出KMO值为0.928，Bartlett球度检验相伴概率为0.000，拒绝Bartlett球度原假设，适合进行数据降维分析，此外，测量模型测量指标之间相关系数绝大部分绝对值较高，表明量表具有较好结构效度和区别效度。
2．主成份提取
根据碎石图（图1）和提取成分贡献率（表5）可知，三个指标体系均提取3个主成分即可达到数据降维且信息损失较小的作用，故本文对以上三个指标体系均提取三个主成分，分别命名为XF1、XF2、XF3（工业化水平测度体系），YF1、YF2、YF3（城市化水平测度体系），ZF1、ZF2、ZF3（生态化水平测度体系）。
3．因子载荷与主成份得分
（二）工业化、城市化联动与生态化发展长期均衡关系
本文采用ADF检验变量序列平稳性，用Johansen协整检验办法检验变量间是否具有长期稳定均衡关系。
基于回归残差序列的单位根检验
由前图2可观察出，3个第一主成分变量XF1、YF1和ZF1均表现出一定趋势，故在平稳性检验时添加趋势项和常数项，而其他XF2、XF3等六个成分检验均添加常数项。
通过对XF1、XF2、XF3等6个变量进行单位根平稳性检验后发现（见表7），原始序列中仅有XF2是平稳序列，其他5个序列均为非平稳序列；对其他5个序列进行一阶差分后，XF1、XF3、YF3、ZF1变为平稳序列了；经过二阶差分后，所有序列几乎都变成平稳的了。
根据原体系中反映信息量大小的排序和差分平稳的过程，后文选择ΔXF1、XF2、ΔXF3、Δ2YF1、Δ2YF2、ΔYF3、ΔZF1、Δ2ZF2、Δ2ZF3作为进一步分析的变量。
2．基于回归系数的Johansen协整检验
进行向量自回归模型应确认变量协整性，由于只有平稳变量才能进行协整分析，分析结果见表8。结果表明，湖南省工业化水平、城市化水平和生态化水平之间存在显著的协整关系，三者之间存在相互作用的协整关系。
注：上面表示原假设为不存在协整关系的迹统计量（Trace Statistic[ ① 迹统计量计算方法为：，其中，r为原假设r个协整关系（）]），下面表示原假设为至多有1个协整关系的迹统计量，*与**和***分别表示Johansen检验统计量在0.05、0.01和0.001显著性水平下显著。
3．Granger因果关系检验
本文利用Granger因果检验法对于研究9个成分时滞1阶和2阶的因果关系，研究三大体系之间是否存在单向的Granger的因果关系，检验结果见表9所示。
注：协整关系检验结果中下三角中检验结果的原假设为H0：行变量名不是列变量名的格兰杰原因；上三角中检验结果的原假设为H0:为列变量名不是行变量名的格兰杰原因。*与**和***分别表示F检验统计量在0.05、0.01和0.001显著性水平下显著。
由表9中因果关系可以看出，在时滞1期情况下，9个主成分之间并不存在显著的双向格兰杰因果关系，但存在2个显著性单向格兰杰因果关系，说明城市化第1主成分（Δ2YF1）进程对于生态化（ΔZF1）进程有单向的格兰杰影响；此外，城市化（ΔYF3）进程对于生态化第1主成分（ΔZF1）进程也有单向的格兰杰影响，又进一步映证了上述观点。
进一步考虑时滞2期的情况，检验发现9个主成分之间并不存在显著的双向格兰杰因果关系，但存在2个显著的单向格兰杰因果关系，说明工业化（ΔXF1）进程第一主成分对工业化（XF2）进程第二主成分有单向的格兰杰影响；另一显著因果关系表明工业化化（ΔXF1）进程对于生态化（Δ2ZF3）进程也有单向的格兰杰影响。
（三）工业化、城市化联动与生态化发展短期动态关系
1．VAR模型假设
VAR是目前广泛应用于衡量经济、金融、环境等指标变量之间动态关系的高等计量方法，由Sims于1980年首先提出，这种模型采用多方程联立的形式，不以经济理论为基础，在模型每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后项进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。
若以城市化、工业化和生态化三个最重要的主成分变量ΔXF1、Δ2YF1和ΔZF1滞后1期VAR模型为例进行短期动态关联分析，则模型结构假设如下：
其中：
2．脉冲响应函数分析
本文以三个指标体系的第一主成分指标ΔXF1、Δ2YF1和ΔZF1分别代表各自的水平，建立向量自回归模型，研究工业化、城市化和生态化水平之间的短期动态关系。
通过比较和修改引入模型中的内生变量滞后阶数，得出最优模型的估计结果见表10所示，检验结果表明模型整体上拟合效果较稳定，三个第一主成分受到内生变量各自滞后期的影响，影响大小各有不同，其中，生态化水平滞后2期对自身当期水平和工业化水平当期水平影响较大，影响系数为0.574和0.573。
注：每一单元格中第一行为参数估计值，方括号标出为对应参数估计的t统计量，为节省篇幅，本文没有采用公式法对模型进行表述。
进一步分析脉冲响应函数下三类体系之间的单期和累计冲击效应，见图4和图5。结果表明，工业化（XF1）对城市化水平（YF1）的冲击第1年没什么反映，后几年冲击产生效应越来越大，工业化对生态化的冲击在1至3年内较大，随着年份推移效应呈递减趋势；城市化（ZF1）对工业化水平（XF1）和生态化水平（ZF1）的冲击没有太大的波动，表现都比较平稳；生态化（ZF1）对工业化水平（XF1）的冲击一直比较平稳，对城市化水平的冲击表现随着年份推移越来越强烈。
注：图内XF1、YF1、ZF1分别是湖南省工业化水平指标体系、城市化水平指标体系和生态化水平指标体系的第1主成分，分别代表响应的水平，由于本文中第1主成分已表达绝大部分信息，为节省篇幅，故对于第2和第3主成分没有进行相应的脉冲响应和方差分解。
3. 方差分解分析
方差分解从相反角度，研究向量自回归模型中研究各变量的冲击对所有内生变量预测误差贡献方法，以此判断模型内各个变量哪个的内生性比较强，哪一个外生性比较强。
对上述VAR模型进行方差分解，分解结果见表11，结果表明，短预测期内工业化体系、城市化体系、生态化体系均受到自身的影响冲击最大。
对工业化体系而言，随着年限的增加，工业化体系和生态化体系受到自身冲击的影响比重会下降，其中，工业化体系受到城市化体系冲击的影响会相对加大，受到生态化体系的冲击在前5年内会加大，而后5年内又会略有下降。
对生态化体系而言，随着年限的增加，生态化体系受到自身冲击的影响比重会下降，城市化对其冲击影响的比重会逐步加大，工业化对其影响比重整体上表现下降趋势，但并不十分明显。
对城市化体系而言，其内部稳定性表现得相对较强，在10年预测期内，其受到自身冲击影响始终占绝大部分比重，最低也达到96%以上。
四、研究结论
通过以上分析，本文首先建立了三个指标体系并采取数据降维方法，减少最少信息量基础上提出主成分，并对三个主成分变量进行平稳性检验、协整检验和向量自回归分析等，研究湖南省工业化水平、城市化水平和生态化水平之间是否存在长期均衡、短期动态等关系。
研究结论表明：
1．湖南省工业化水平、城市化水平和生态化水平之间存在显著的协整关系，三者之间存在相互作用的协整关系。
2．在时滞1期情况下，湖南省工业化水平指标体系、城市化指标体系和生态化体系提取的9个主成分之间并不存在显著的双向格兰杰因果关系，但存在2个显著性单向格兰杰因果关系，说明城市化第1主成分进程对于生态化进程有单向的格兰杰影响；城市化进程对于生态化体系第一主成分进程也有单向的格兰杰影响，进一步映证上述观点；考虑时滞2期的情况，检验发现9个主成分之间并不存在显著的双向格兰杰因果关系，但存在2个显著的单向格兰杰因果关系，说明工业化（ΔXF1）进程第一主成分对工业化进程第二主成分有单向的格兰杰影响；另一显著因果关系表明工业化化进程对于生态化进程也有单向的格兰杰影响。
3．从短期冲击效应的角度来看， 短预测期内工业化体系、城市化体系、生态化体系均受到自身的影响冲击最大；对工业化体系而言，随着年限的增加，工业化体系和生态化体系受到自身冲击的影响比重会下降，其中，工业化体系受到城市化体系冲击的影响会相对加大，受到生态化体系的冲击在前5年内会加大，而后5年内又会略有下降；对生态化体系而言，随着年限的增加，生态化体系受到自身冲击的影响比重会下降，城市化对其冲击影响的比重会逐步加大，工业化对其影响比重整体上表现下降趋势，但并不十分明显；对城市化体系而言，其内部稳定性表现得相对较强，在10年预测期内，其受到自身冲击影响始终占绝大部分比重，最低也达到96%以上。
五、参考文献
[1] 谢春，李健，基于综合赋权法的中国特色新型工业化水平测度与实证分析[J]，财务与金融，2011（2）
[2] 郑恒，张国平，基于产业集群成长角度工业化、城市化关系分析—以浙江省为例[J]，浙江学刊，2007（6）
[3] 安虎森，陈明，工业化城市化进程与我国城市化推进的路径选择[J]， 南开经济研究，2005(1)
[4] 张建军，李国平，基于全面建设小康社会的新型工业化、城市化研究[J]，中央财经大学学报2004（10）
[5] 栾金昶，城市经济社会发展评价体系研究[D]，大连理工大学学位论文，2009(12)
[6] 李子奈，叶阿忠，高等计量经济学[M]，北京：清华大学出版社，2000
[7] 凌亢，王浣尘，城市经济发展与环境污染关系的统计研究——以南京市为例[J]，统计研究，2001(10)
[8] 刘传江，侯伟丽，环境经济学，武汉：武汉大学出版社，2006
[9] 马树才，李国柱，中国经济增长与环境污染关系的Kuznets曲线[J]，统计研究，2006（8）
[10] 彭水军，包群，环境污染、内生增长与经济可持续发展[J]，数量经济技术经济研究，2006（9）