我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析：1978～2008

劉天和

[摘 要]截至2008年底，我國(guó)城鎮(zhèn)化率已由1978年的17.92%提高到了45.68%，而我國(guó)農(nóng)民人均純收入則由1978年的133.6元增加到了2008年的4761元，城鎮(zhèn)化發(fā)展是否促進(jìn)了農(nóng)民收入的增加？二者是否存在因果關(guān)系？本文通過(guò)運(yùn)用協(xié)整（CI）分析、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間相關(guān)性的表現(xiàn)特征，及其內(nèi)在規(guī)律進(jìn)行了研究和分析，旨在為我國(guó)的城鎮(zhèn)化發(fā)展和農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)提供理論和實(shí)踐依據(jù)。實(shí)證結(jié)果表明，我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，從長(zhǎng)期看，兩者之間具有雙向因果關(guān)系。

[關(guān)鍵詞]城鎮(zhèn)化；農(nóng)民收入增長(zhǎng)；協(xié)整分析；Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

[中圖分類號(hào)]F323.8 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

農(nóng)民增收難、農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展滯后已經(jīng)成為影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)快速發(fā)展的最嚴(yán)重的瓶頸?；谛率兰o(jì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的時(shí)代特征和“三農(nóng)”問(wèn)題的癥結(jié)所在，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，加快推進(jìn)城鎮(zhèn)化已經(jīng)成為我國(guó)促進(jìn)農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收和農(nóng)村發(fā)展的重要戰(zhàn)略舉措。城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的必然趨勢(shì)，也是工業(yè)化、現(xiàn)代化的重要標(biāo)志，逐步提高城鎮(zhèn)化水平，對(duì)于擴(kuò)大內(nèi)需、推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，對(duì)于優(yōu)化城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)良性循環(huán)和社會(huì)協(xié)調(diào)發(fā)展，具有重大意義。

1 研究方法與數(shù)據(jù)

1.1 研究方法

為測(cè)度和檢驗(yàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的關(guān)系，本文所采用的研究方法主要有：

1.1.1 單位根檢驗(yàn)。時(shí)間序列的平穩(wěn)性是進(jìn)行時(shí)序分析時(shí)的先決條件，否則時(shí)間序列的不平穩(wěn)會(huì)導(dǎo)致“偽回歸”問(wèn)題。因此，我們首先要對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即單位根檢驗(yàn)，然后方可建立非平穩(wěn)時(shí)間序列的回歸模型。學(xué)術(shù)界對(duì)單位根檢驗(yàn)有多種不同的方法，如DF法、ADF法等，本文主要采用ADF（Augmented Dickey—Fuller）檢驗(yàn)法。

1.1.2 協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整理論自1978年（Davison，Hendry，Srba和Yeo）提出以來(lái)，學(xué)術(shù)界對(duì)其進(jìn)行了深入細(xì)致的研究和推廣（Granger，1983；Engle和Granger，1987）。協(xié)整關(guān)系表達(dá)的是兩個(gè)或多個(gè)線性增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)量相互影響及自身演化的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。它與傳統(tǒng)的以最小二乘法為基礎(chǔ)的線性回歸分析相比，在統(tǒng)計(jì)上更嚴(yán)格，更具邏輯性。一般情況下，協(xié)整檢驗(yàn)有EG兩步法與JJ的多變量極大似然法，本文采用EG兩步法。

1.1.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。Granger（1969）和Sims（1972）提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)用于確定一個(gè)變量能否有助于預(yù)測(cè)另一個(gè)變量。其實(shí)質(zhì)是確定一個(gè)變量能否有助于預(yù)測(cè)另一個(gè)變量?；舅枷霝椋喝绻兞縓有助于預(yù)測(cè)變量Y，即根據(jù)Y的過(guò)去值對(duì)Y進(jìn)行回歸時(shí)，如果再加上X的過(guò)去值，能顯著地增強(qiáng)回歸的解釋能力，則稱X是Y的格蘭杰原因，記為X?Y；

1.2 數(shù)據(jù)的選擇和處理

本文對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)運(yùn)用農(nóng)村居民家庭人均純收入表示，記為PI。城鎮(zhèn)化發(fā)展情況用城鎮(zhèn)化水平表示，記為UR。目前我國(guó)學(xué)術(shù)界在衡量我國(guó)人口城鎮(zhèn)化水平時(shí)所采用的指標(biāo)有多種，主要有市鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎兀ńy(tǒng)計(jì)年鑒中使用的衡量指標(biāo)）、非農(nóng)業(yè)人口比重及非農(nóng)活動(dòng)人口指標(biāo)等。本文借鑒統(tǒng)計(jì)年鑒中的指標(biāo)，選擇市鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎刂笜?biāo)來(lái)衡量城鎮(zhèn)化水平。

我們采用的樣本區(qū)間為1978—2008年。本文使用1978年為基期的商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)其進(jìn)行縮減，以消除物價(jià)因素的影響。為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，分別對(duì)兩個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，其中ΔLnPIt、ΔLnURt分別表示對(duì)數(shù)變量相應(yīng)的差分序列。文中所有數(shù)據(jù)均來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及中國(guó)統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)，我們運(yùn)用的軟件為Eviews 5.0。

2 城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的實(shí)證分析

2.1 單位根檢驗(yàn)

由于農(nóng)村居民家庭人均純收入和城鎮(zhèn)化水平序列都是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在進(jìn)行協(xié)整和Granger因果檢驗(yàn)前，須對(duì)序列的平穩(wěn)性（stationary）進(jìn)行檢驗(yàn)，即對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。常用的單位根檢驗(yàn)方法是ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)，LnPI和LnUR的原序列及其一階差分的單位根檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

由表1可以看到，LnPI和LnUR原序列的ADF絕對(duì)值均小于1%臨界值的絕對(duì)值，單位根檢驗(yàn)顯示在1%的顯著性水平下為非平穩(wěn)過(guò)程，而它們的一階差分序列的ADF 的絕對(duì)值均大于1%臨界值的絕對(duì)值，因此，農(nóng)村居民家庭人均純收入和城鎮(zhèn)化水平的一階差分序列都是平穩(wěn)過(guò)程，即時(shí)間序列PI和UR均是一階單整過(guò)程。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步分析城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，下面對(duì)城鎮(zhèn)化水平變量與農(nóng)民人均純收入變量進(jìn)行協(xié)整分析。

一般地，對(duì)于兩組或兩組以上存在單位根的變量序列，如果它們的線性組合是平穩(wěn)的，則表明這些變量序列之間是協(xié)整的。變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，主要有EG兩步檢驗(yàn)法（Engle和Granger，1987）和JJ檢驗(yàn)法（Johansen，1988）。 本文使用EG兩步法對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

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

殘差序列et 的ADF檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。由表2可知，ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量-2.9221均小于各顯著性水平的臨界值，故表明殘差序列et為平穩(wěn)序列，這表明LnPIt與LnURt之間存在協(xié)整關(guān)系。

據(jù)此判斷，城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。此外，該協(xié)整回歸方程的實(shí)際意義為：城鎮(zhèn)化水平每變動(dòng)1個(gè)單位，將會(huì)促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)2.0531個(gè)單位。

2.*** 表示在1%置信水平下顯著。

2.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

從上述協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此我們可運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)一步對(duì)二者之間是否存在因果關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證。

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法是Granger于1969年基于滯后分布的概念建立的，其實(shí)質(zhì)是確定一個(gè)變量能否有助于預(yù)測(cè)另一個(gè)變量。如果變量X有助于預(yù)測(cè)變量Y，即根據(jù)Y的過(guò)去值對(duì)Y進(jìn)行回歸時(shí)，如果再加上X的過(guò)去值，能顯著地增強(qiáng)回歸的解釋能力，則稱X是Y的格蘭杰原因，記為X?Y。

由于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后的階數(shù)非常敏感，為了獲得最佳的滯后階數(shù)，我們?cè)诖瞬捎肁IC和SC信息準(zhǔn)則為標(biāo)準(zhǔn)，選取滯后3期為最佳滯后期，城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的Granger因果關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

由表3可知，滯后期數(shù)分別為1至3的農(nóng)民收入增長(zhǎng)變化是引起城鎮(zhèn)化水平變化的原因。滯后期為1至2的城鎮(zhèn)化水平變化不是引起農(nóng)民收入增長(zhǎng)的原因，而滯后期為的城鎮(zhèn)化水平的變動(dòng)是引起當(dāng)期農(nóng)民收入增長(zhǎng)變化的原因，同樣滯后期為3的農(nóng)民收入增長(zhǎng)變動(dòng)是引起當(dāng)期城鎮(zhèn)化水平變化的原因，都具有90%及以上的解釋能力。

以上實(shí)證分析表明，在短期內(nèi)，城鎮(zhèn)化發(fā)展并不會(huì)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)變化產(chǎn)生直接的影響，而農(nóng)民收入增長(zhǎng)會(huì)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)展與農(nóng)民收入的增長(zhǎng)之間具有雙向因果關(guān)系。

3 結(jié)論

根據(jù)上述基于我國(guó)1978—2008年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)資料的定量實(shí)證分析，可得出以下幾個(gè)結(jié)論：

（1）城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)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(gè)單位，將會(huì)促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)2.0531個(gè)單位。

（2）滯后3期的城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間互為因果關(guān)系，且城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的影響具有時(shí)滯。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，本期的城鎮(zhèn)化水平將是3年后農(nóng)民收入增長(zhǎng)變動(dòng)的原因，同樣本期的農(nóng)民收入增長(zhǎng)也將是3年以后城鎮(zhèn)化水平變動(dòng)的原因。

以上實(shí)證分析結(jié)論說(shuō)明，我國(guó)應(yīng)采用長(zhǎng)期的城鎮(zhèn)化發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的政策，進(jìn)而保證城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)起到持久的效果。

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