城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長關(guān)系分析①

梁春梅 肖衛(wèi)東

(山東師范大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)院,山東濟南 250014;中國社會科學(xué)院研究生院,北京 100102)

城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長關(guān)系分析①

梁春梅 肖衛(wèi)東

(山東師范大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)院,山東濟南 250014;中國社會科學(xué)院研究生院,北京 100102)

在當(dāng)前條件下,加速推進城鎮(zhèn)化進程是持續(xù)增加農(nóng)民收入的根本路徑選擇,這是近來諸多學(xué)者潛心研究所得出的一個共同結(jié)論。本文運用協(xié)整分析、誤差修正模型和 Granger因果關(guān)系三個動態(tài)計量經(jīng)濟模型對城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長的關(guān)系進行實證研究,以探討兩者之間的長期穩(wěn)定關(guān)系和短期均衡關(guān)系。研究結(jié)論表明:兩者之間存在長期的動態(tài)均衡關(guān)系;誤差修正項對長期穩(wěn)定趨勢的偏離起收斂作用;從長期看,兩者之間具有雙向因果關(guān)系。

城鎮(zhèn)化;農(nóng)民收入增長;協(xié)整分析;誤差修正模型;Granger因果關(guān)系

一、研究方法、變量與數(shù)據(jù)

單位根檢驗。我們首先要對所研究的相關(guān)數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。若單位根過程經(jīng)過一階差分成為平穩(wěn)過程,即 Yt-Yt-1=(1-B)Yt=εt,則時間序列 Yt稱為一階單整序列,記作 I(1)。一般地,如果非平穩(wěn)時間序列 Yt經(jīng)過 d次差分達到平穩(wěn),則稱其為 d階單整序列,記作 I(d),其中 d表示單整階數(shù)。本文主要采用ADF檢驗法對相關(guān)數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。ADF檢驗假定 Yt的數(shù)據(jù)生成過程 (DGP)為 AR(p)過程,檢驗方程為表1中的三個方程之一。

表1 ADF單位根的檢驗?zāi)Ｐ?/p>

表1的 (1)、(2)、(3)式中 ,Δ為一階差分符號;α,β,δ,ζ為參數(shù);εt為隨機誤差項 ,是服從獨立同分布(iid)的白噪聲過程;P為最佳滯后期數(shù),這個滯后期數(shù)保證εt誤差項的平穩(wěn)性 (白噪音)。P的確定采用赤池信息 (A I C:Akaike Infor mation Criterion)準則。

協(xié)整檢驗。協(xié)整關(guān)系表達的是兩個線性增長量的穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系。在通過單位根檢驗得出時間序列是平穩(wěn)過程后,只有進行協(xié)整關(guān)系檢驗,才能判斷出它們之間有協(xié)整關(guān)系,這時線性回歸才具有現(xiàn)實意義。一般情況下,協(xié)整檢驗有 EG兩步法與 JJ的多變量極大似然法,本文采用前一種方法。

誤差修正模型。根據(jù) Engle定理,如果一組變量之間有協(xié)整關(guān)系,則協(xié)整回歸總是能被轉(zhuǎn)換為誤差修正模型 (ECM:Error Correction Model)。ECM反映了變量在短期波動中偏離它們長期均衡關(guān)系的程度,稱為均衡誤差。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗。協(xié)整檢驗結(jié)果告訴我們變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系,但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進一步驗證。Granger(1969)和 S ims(1972)提出的因果關(guān)系檢驗可解決此類問題,該檢驗是確定一個變量能否有助于預(yù)測另一個變量。

變量與數(shù)據(jù)。在城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長的協(xié)整關(guān)系研究中,農(nóng)民收入增長作為內(nèi)生變量,可用農(nóng)村居民家庭人均純收入來表示,即 PI。外生變量城鎮(zhèn)化發(fā)展主要用城鎮(zhèn)化水平來表示,而目前我國學(xué)術(shù)界在衡量我國人口城鎮(zhèn)化水平時所采用的指標有多種。考慮到數(shù)據(jù)獲得的便利性,我們主要采用市鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎刂笜藖砗饬砍擎?zhèn)化水平,雖然該指標在統(tǒng)計上有一定的不足和缺陷,但并不影響本文研究的精神實質(zhì)。本研究采用全國的數(shù)據(jù)資料,均來自于《中國統(tǒng)計年鑒》(1978—2009),取樣時段為 1978—2008年。其中,農(nóng)民人均純收入 PI以現(xiàn)價形式表示,本文使用 1978年為基期的農(nóng)村居民人均純收入指數(shù)對其進行縮減,以消除物價因素的影響。同時,為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差,分別對兩個變量取自然對數(shù),為 LnPI,LnUR,其相應(yīng)的差分序列為ΔLnPIt,ΔlnURt。

二、檢驗結(jié)果與實證分析

1.單位根檢驗

采用 EViews6.0軟件,對LnPI,LnUR的單位根進行ADF檢驗,檢驗方程選取根據(jù)相應(yīng)的數(shù)據(jù)圖形來確定,采用A I C準則確定最佳滯后階數(shù),差分序列的檢驗類型按相應(yīng)原則確定。

表2 LnPI和LnUR單位根的 ADF檢驗表

注:表中的Δ表示一階差分,Δ2表示二階差分;檢驗形式 (C,T,K)中的 C、T和 K分別表示單位根檢驗方程包括常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù);0是指檢驗方程不包括常數(shù)項或時間趨勢項。

圖1 中國農(nóng)村居民人均純收入和城鎮(zhèn)化水平的變化趨勢圖

從圖1可知,序列 LnPIt、LnURt呈上升趨勢,變量數(shù)據(jù)具有明顯隨時間遞增的特征,因此,應(yīng)選取表1中包含常數(shù)項和線性時間趨勢項的 (3)式作為檢驗方程。檢驗結(jié)果見表2,LnPIt、LnURt的 ADF檢驗統(tǒng)計量均大于顯著性水平 0.05時的臨界值,所以不能拒絕原假設(shè),序列 LnPIt、LnURt都存在單位根,是非平穩(wěn)的。

上述結(jié)果顯示,未經(jīng)差分的序列 LnPIt、LnURt確實存在某種時間趨勢,且存在單位根,為非平穩(wěn)序列。因此,應(yīng)將序列 LnPIt、LnURt分別進行一階差分,得到ΔLnPIt和ΔLnURt,再對其進行單位根檢驗。

圖2 中國農(nóng)村居民人均純收入和城鎮(zhèn)化水平一階差分的時間趨勢圖

從圖2可知,經(jīng)過一階差分后的序列ΔLnPIt在零均值上下波動,呈無規(guī)則上升、下降趨勢,宜選取表1中包含常數(shù)項和線性時間趨勢項的 (3)式作為檢驗方程,而ΔLnURt序列具有非 0均值,但沒有時間趨勢,宜選取表1中包含常數(shù)項的 (2)式作為檢驗方程。檢驗結(jié)果見表2,ΔLnPIt的 ADF檢驗統(tǒng)計量大于顯著性水平 0.05時的臨界值,ΔLnURt的 ADF檢驗統(tǒng)計量大于顯著性水平 0.05時的臨界值,所以ΔLnPIt和ΔLnURt均不能拒絕原假設(shè),序列ΔLnPIt、ΔLnURt都存在單位根,是非平穩(wěn)的。檢驗方程及其檢驗效力見以下方程:

從上述 (4)、(5)式方程中的各相關(guān)參數(shù)可知,檢驗方程的 F檢驗和 t檢驗均很顯著,檢驗效力較強,效果較顯著。

上述結(jié)果顯示,序列 LnPIt、LnURt在一階差分后,仍然存在單位根,為不平穩(wěn)序列。因此,需再將序列LnPIt、LnURt進行二階差分,得到Δ2LnPIt和Δ2LnURt,對其繼續(xù)進行單位根檢驗。

從圖3可知,經(jīng)過二階差分后的序列Δ2LnPIt、Δ2LnURt在零均值上下波動,呈無規(guī)則上升、下降趨勢,宜選取表1中不包含常數(shù)項和線性時間趨勢項的 (1)式作為檢驗方程。檢驗結(jié)果見表2,Δ2LnPIt和Δ2LnURt的 ADF檢驗統(tǒng)計量小于顯著性水平 0.05時的臨界值,這表明Δ2LnPIt和Δ2LnURt均可以在 95%的置信水平下拒絕原假設(shè),認為序列Δ2LnPIt、Δ2LnURt都不存在單位根,是平穩(wěn)的。檢驗方程及其檢驗效力見以下方程:

從上述 (8)、(9)式方程中的各相關(guān)參數(shù)可知,檢驗方程的 F檢驗和 t檢驗均很顯著,檢驗效力較強,效果較顯著。

綜上,單位根檢驗結(jié)果表明,非平穩(wěn)序列 LnPIt、LnURt在經(jīng)過二階差分后平穩(wěn),所以,LnPIt、LnURt均為二階單整 ,即 LnPIt～I(2),LnURt～I(2)。

2.協(xié)整檢驗

為了進一步分析城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間是否存在長期的均衡關(guān)系,下面對城鎮(zhèn)化水平變量與農(nóng)民人均純收入變量進行協(xié)整分析。通過上面分析可得知,兩變量序列 LnPIt、LnURt均為二階單整,即 Ln-PIt～I(2),LnURt～I(2),滿足協(xié)整檢驗前提,故可考慮兩者之間是否存在協(xié)整關(guān)系?，F(xiàn)用兩步法對 LnPIt、LnURt變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗。

第一步:估計 LnPIt對 LnURt的回歸方程,協(xié)整回歸模型為:

根據(jù) 1978—2008年的數(shù)據(jù)對其進行 OLS估計,得到:

計算 OLS估計的殘差,得到序列:

第二步:檢驗上述模型的殘差項是否為平穩(wěn)序列,即檢驗εt是否是 I(0)序列。

上述協(xié)整回歸方程估計殘差序列 E的取值如圖4所示。對序列 e進行單位根檢驗,根據(jù)圖4所示,ADF檢驗宜采用表1不包含常數(shù)項和線性時間趨勢項的 (1)式檢驗方程。ADF檢驗結(jié)果見表3。從表4中可知,ADF檢驗統(tǒng)計量-2.5501都小于顯著性水平0.05時的臨界值,因此可認為估計殘差序列E為平穩(wěn)序列,^ε～I(0),這表明 LnPIt與 LnURt之間存在協(xié)整關(guān)系,(1,-2.0147)為協(xié)整向量。

圖4 殘差序列 E趨勢圖

表3 殘差序列 E單位根的 ADF檢驗表

根據(jù) Engel-Granger兩步法原理,上述協(xié)整回歸方程不僅揭示了城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)民收入的影響度,且表明它們之間存在長期均衡關(guān)系。從協(xié)整方程式 (9)可看出,城鎮(zhèn)化水平每提高 1個單位,將會促進農(nóng)民收入增長 1.9195個單位。因此,該協(xié)整回歸方程具有現(xiàn)實意義。同時我們可得到協(xié)整回歸方程:

從方程 (13)式中我們可以看到,農(nóng)民收入增長對城鎮(zhèn)化發(fā)展亦有促進作用,即農(nóng)民收入每增加一個單位,將會促進城鎮(zhèn)化水平提高 0.4603個單位。因此,城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間存在著互為促進的長期關(guān)系,只是其促進作用的強度不一樣,實證分析結(jié)果顯示,城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)民收入增長的促進作用強于農(nóng)民收入增長對城鎮(zhèn)化發(fā)展的促進作用。

3.誤差修正模型

協(xié)整檢驗可用來檢驗兩個變量之間的長期均衡關(guān)系,而其短期的變動關(guān)系要求誤差修正模型的建立,用來解釋變量離開均衡狀態(tài)的偏差值。根據(jù) Granger定理,一組具有協(xié)整關(guān)系的變量一定具有誤差修正模型的表達式存在。本文根據(jù)“從一般到特殊”的建模方法,對 LnPIt與 LnURt之間的動態(tài)關(guān)系進行逐項檢驗,不顯著的項逐漸被剔除,直到找到最適當(dāng)?shù)谋硎拘问?本文建立反映 LnPIt與 LnURt之間短期動態(tài)均衡關(guān)系的誤差修正模型為:

其中,ecmt-1=LnPIt+1.1501-2.0147LnURt。

誤差修正模型 (14)描述了均衡誤差對農(nóng)民收入增長短期動態(tài)的影響,誤差修正系數(shù)為負數(shù),符合相反修正機制。從誤差修正模型來看,兩者的短期動態(tài)均衡關(guān)系是,城鎮(zhèn)化水平短期內(nèi)每變動 1個單位,農(nóng)民收入將反方向變動 0.0024個單位,這一數(shù)值較長期協(xié)整回歸方程中的要小,而且是符向的阻礙作用,這說明城鎮(zhèn)化發(fā)展狀況對農(nóng)民收入增長的長期影響更為顯著。同時,農(nóng)民收入的短期變動,還受自身滯后一期變動的影響,其影響程度為 0.8222個單位。誤差修正項 ecmt-1的系數(shù)為負 (-0.1064),說明長期均衡趨勢偏離的收斂機制是:(1)當(dāng) LnPIt-1+1.1501-2.0147LnURt-1>0時,ecmt-1對農(nóng)民收入增長起減少的作用;(2)當(dāng)LnPIt-1+1.1501-2.0147LnURt-1<0時,ecmt-1對農(nóng)民收入增長起增長的作用。ecmt-1的系數(shù)為 -0.1064,說明長期均衡趨勢誤差校正項對農(nóng)民收入增長的調(diào)整幅度為 10.64%,具有一定程度的調(diào)節(jié)作用,同時也表明城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長的關(guān)系由短期偏離向長期均衡調(diào)整的速度很快,每年對上一年非均衡偏差的糾正程度為10.64%,這也從另一角度證明了城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的長期均衡關(guān)系。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗

由于 Granger因果關(guān)系檢驗對滯后的階數(shù)非常敏感,本文采用依次多滯后幾階,看結(jié)果是否具有同一性的方法?？梢哉f,在短期內(nèi),城鎮(zhèn)化發(fā)展并不會對農(nóng)民收入增長變化產(chǎn)生直接的影響,而農(nóng)民收入增長會影響城鎮(zhèn)化的發(fā)展。但在一定的滯后期數(shù)上,城鎮(zhèn)化的發(fā)展促進了農(nóng)民收入的增長,同時農(nóng)民收入的增長有助于城鎮(zhèn)化的推進,兩者之間具有雙向因果關(guān)系。這也說明我國在采用城鎮(zhèn)化發(fā)展促進農(nóng)民收入增長的政策上,應(yīng)采取長期政策而非短期政策。只有這樣才能保證城鎮(zhèn)化發(fā)展對促進農(nóng)民收入增長起到持久的效果。

三、基本結(jié)論及政策含義

(1)非平穩(wěn)序列 LnPIt、LnURt在經(jīng)過二階差分后平穩(wěn),均為二階單整,即 LnPIt～I(2),LnURt～I(2)。雖然 LnPIt和 LnURt時間序列都是非平穩(wěn)序列,但兩者之間的線性組合卻是平穩(wěn)的,兩者之間存在協(xié)整關(guān)系,即城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間存在長期的均衡關(guān)系。協(xié)整回歸方程表明,城鎮(zhèn)化水平每增加 1個單位,將會促進農(nóng)民收入增長 1.9195個單位。

(2)從誤差修正模型來看,兩者的短期動態(tài)均衡關(guān)系是,城鎮(zhèn)化水平短期內(nèi)每變動 1個單位,農(nóng)民收入將反方向變動 0.0024個單位,這一數(shù)值較長期協(xié)整回歸方程中的要小,而且是符向的阻礙作用,這說明城鎮(zhèn)化發(fā)展狀況對農(nóng)民收入增長的長期影響更為顯著。誤差修正系數(shù)為負數(shù) (-0.1064),符合相反修正機制,說明長期均衡趨勢誤差校正項對農(nóng)民收入增長的調(diào)整幅度為 10.64%,具有一定程度的調(diào)節(jié)作用,同時也表明城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長的關(guān)系由短期偏離向長期均衡調(diào)整的速度很快,每年對上一年非均衡偏差的糾正程度為 10.64%,這也從另一角度證明了城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的長期均衡關(guān)系。

(3)格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明,在 1至 4期,城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間存在單向的因果關(guān)系,農(nóng)民收入增長是城鎮(zhèn)化發(fā)展的因。而在滯后 5期上,城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間存在雙向因果關(guān)系。因此,在短期內(nèi),城鎮(zhèn)化發(fā)展并不會對農(nóng)民收入增長變化產(chǎn)生直接的影響,而農(nóng)民收入增長會影響城鎮(zhèn)化的發(fā)展。但從長期看,城鎮(zhèn)化的發(fā)展促進了農(nóng)民收入的增長,同時農(nóng)民收入的增長有助于城鎮(zhèn)化的推進,兩者之間具有雙向因果關(guān)系。

因此,綜括上述定量的實證分析,筆者認為,城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)民收入增長具有重大作用,我國在采用城鎮(zhèn)化發(fā)展促進農(nóng)民收入增長的政策上,應(yīng)采取長期政策而非短期政策,力求避免其短期性行為,以保證其持久正向效應(yīng);在協(xié)調(diào)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系時,一定要遵循兩者之間內(nèi)在聯(lián)系所決定的基本規(guī)律和基本原則,制定并實行積極的“農(nóng)民收入增長先導(dǎo)”的城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略。所謂以農(nóng)民收入增長為先導(dǎo),就是城鎮(zhèn)化發(fā)展的第一要務(wù)是提高農(nóng)民收入,以增加農(nóng)民收入為主要著眼點積極推進城鎮(zhèn)化進程,這是城鎮(zhèn)化發(fā)展的一個根本目的。

F12

A

1003—4145[2010]08—0102—05

2010-07-15

梁春梅,女,山東師范大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)院講師;

肖衛(wèi)東,男,山東師范大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)院講師、中國社會科學(xué)院研究生院博士生研究生。

(責(zé)任編輯:陸影)