梁春梅 肖衛(wèi)東

(山東師范大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院,山東濟(jì)南 250014;中國社會(huì)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(zhǎng)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(jì)學(xué)院,山東濟(jì)南 250014;中國社會(huì)科學(xué)院研究生院,北京 100102)

在當(dāng)前條件下,加速推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)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(gè)共同結(jié)論。本文運(yùn)用協(xié)整分析、誤差修正模型和 Granger因果關(guān)系三個(gè)動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究,以探討兩者之間的長(zhǎng)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(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系;誤差修正項(xiàng)對(duì)長(zhǎng)期穩(wěn)定趨勢(shì)的偏離起收斂作用;從長(zhǎng)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(zhǎng);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(yàn)。我們首先要對(duì)所研究的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。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(shí)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(shí)間序列 Yt經(jīng)過 d次差分達(dá)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(yàn)法對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)假定 Yt的數(shù)據(jù)生成過程 (DGP)為 AR(p)過程,檢驗(yàn)方程為表1中的三個(gè)方程之一。

表1 ADF單位根的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

表1的 (1)、(2)、(3)式中 ,Δ為一階差分符號(hào);α,β,δ,ζ為參數(shù);εt為隨機(jī)誤差項(xiàng) ,是服從獨(dú)立同分布(iid)的白噪聲過程;P為最佳滯后期數(shù),這個(gè)滯后期數(shù)保證εt誤差項(xiàng)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(zhǔn)則。

協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整關(guān)系表達(dá)的是兩個(gè)線性增長(zhǎng)量的穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。在通過單位根檢驗(yàn)得出時(shí)間序列是平穩(wěn)過程后,只有進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn),才能判斷出它們之間有協(xié)整關(guān)系,這時(shí)線性回歸才具有現(xiàn)實(shí)意義。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(dòng)中偏離它們長(zhǎng)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(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果告訴我們變量之間是否存在長(zhǎng)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(jìn)一步驗(yàn)證。Granger(1969)和 S ims(1972)提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)可解決此類問題,該檢驗(yàn)是確定一個(gè)變量能否有助于預(yù)測(cè)另一個(gè)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(zhǎng)的協(xié)整關(guān)系研究中,農(nóng)民收入增長(zhǎng)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(shí)所采用的指標(biāo)有多種?？紤]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?biāo)來衡量城鎮(zhèn)化水平,雖然該指標(biāo)在統(tǒng)計(jì)上有一定的不足和缺陷,但并不影響本文研究的精神實(shí)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(jì)年鑒》(1978—2009),取樣時(shí)段為 1978—2008年。其中,農(nóng)民人均純收入 PI以現(xiàn)價(jià)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(duì)其進(jìn)行縮減,以消除物價(jià)因素的影響。同時(shí),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),為 LnPI,LnUR,其相應(yīng)的差分序列為ΔLnPIt,ΔlnURt。

二、檢驗(yàn)結(jié)果與實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)

采用 EViews6.0軟件,對(duì)LnPI,LnUR的單位根進(jìn)行ADF檢驗(yàn),檢驗(yàn)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(zhǔn)則確定最佳滯后階數(shù),差分序列的檢驗(yàn)類型按相應(yīng)原則確定。

表2 LnPI和LnUR單位根的 ADF檢驗(yàn)表

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

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(shì)圖

從圖1可知,序列 LnPIt、LnURt呈上升趨勢(shì),變量數(shù)據(jù)具有明顯隨時(shí)間遞增的特征,因此,應(yīng)選取表1中包含常數(shù)項(xiàng)和線性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的 (3)式作為檢驗(yàn)方程。檢驗(yàn)結(jié)果見表2,LnPIt、LnURt的 ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均大于顯著性水平 0.05時(shí)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(shí)存在某種時(shí)間趨勢(shì),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(jìn)行一階差分,得到ΔLnPIt和ΔLnURt,再對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

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(shí)間趨勢(shì)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(dòng),呈無規(guī)則上升、下降趨勢(shì),宜選取表1中包含常數(shù)項(xiàng)和線性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的 (3)式作為檢驗(yàn)方程,而ΔLnURt序列具有非 0均值,但沒有時(shí)間趨勢(shì),宜選取表1中包含常數(shù)項(xiàng)的 (2)式作為檢驗(yàn)方程。檢驗(yàn)結(jié)果見表2,ΔLnPIt的 ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于顯著性水平 0.05時(shí)的臨界值,ΔLnURt的 ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于顯著性水平 0.05時(shí)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(yàn)方程及其檢驗(yàn)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(yàn)方程的 F檢驗(yàn)和 t檢驗(yàn)均很顯著,檢驗(yàn)效力較強(qiáng),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(jìn)行二階差分,得到Δ2LnPIt和Δ2LnURt,對(duì)其繼續(xù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

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(dòng),呈無規(guī)則上升、下降趨勢(shì),宜選取表1中不包含常數(shù)項(xiàng)和線性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的 (1)式作為檢驗(yàn)方程。檢驗(yàn)結(jié)果見表2,Δ2LnPIt和Δ2LnURt的 ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量小于顯著性水平 0.05時(shí)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(rèn)為序列Δ2LnPIt、Δ2LnURt都不存在單位根,是平穩(wěn)的。檢驗(yàn)方程及其檢驗(yàn)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(yàn)方程的 F檢驗(yàn)和 t檢驗(yàn)均很顯著,檢驗(yàn)效力較強(qiáng),效果較顯著。

綜上,單位根檢驗(yàn)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(xiàn)(2),LnURt～I(xiàn)(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。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(xiàn)(2),LnURt～I(xiàn)(2),滿足協(xié)整檢驗(yàn)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(duì) LnPIt、LnURt變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。

第一步:估計(jì) LnPIt對(duì) 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(duì)其進(jìn)行 OLS估計(jì),得到:

計(jì)算 OLS估計(jì)的殘差,得到序列:

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。

上述協(xié)整回歸方程估計(jì)殘差序列 E的取值如圖4所示。對(duì)序列 e進(jìn)行單位根檢驗(yàn),根據(jù)圖4所示,ADF檢驗(yàn)宜采用表1不包含常數(shù)項(xiàng)和線性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的 (1)式檢驗(yàn)方程。ADF檢驗(yàn)結(jié)果見表3。從表4中可知,ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量-2.5501都小于顯著性水平0.05時(shí)的臨界值,因此可認(rèn)為估計(jì)殘差序列E為平穩(wěn)序列,^ε～I(xiàn)(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(shì)圖

表3 殘差序列 E單位根的 ADF檢驗(yàn)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(duì)農(nóng)民收入的影響度,且表明它們之間存在長(zhǎng)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(gè)單位,將會(huì)促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng) 1.9195個(gè)單位。因此,該協(xié)整回歸方程具有現(xiàn)實(shí)意義。同時(shí)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(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展亦有促進(jìn)作用,即農(nóng)民收入每增加一個(gè)單位,將會(huì)促進(jìn)城鎮(zhèn)化水平提高 0.4603個(gè)單位。因此,城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在著互為促進(jìn)的長(zhǎng)期關(guān)系,只是其促進(jìn)作用的強(qiáng)度不一樣,實(shí)證分析結(jié)果顯示,城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用強(qiáng)于農(nóng)民收入增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展的促進(jìn)作用。

3.誤差修正模型

協(xié)整檢驗(yàn)可用來檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,而其短期的變動(dòng)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(dá)式存在。本文根據(jù)“從一般到特殊”的建模方法,對(duì) LnPIt與 LnURt之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行逐項(xiàng)檢驗(yàn),不顯著的項(xiàng)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(dòng)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(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)短期動(dòng)態(tài)的影響,誤差修正系數(shù)為負(fù)數(shù),符合相反修正機(jī)制。從誤差修正模型來看,兩者的短期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系是,城鎮(zhèn)化水平短期內(nèi)每變動(dòng) 1個(gè)單位,農(nóng)民收入將反方向變動(dòng) 0.0024個(gè)單位,這一數(shù)值較長(zhǎng)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?fàn)顩r對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的長(zhǎng)期影響更為顯著。同時(shí),農(nóng)民收入的短期變動(dòng),還受自身滯后一期變動(dòng)的影響,其影響程度為 0.8222個(gè)單位。誤差修正項(xiàng) ecmt-1的系數(shù)為負(fù) (-0.1064),說明長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)偏離的收斂機(jī)制是:(1)當(dāng) LnPIt-1+1.1501-2.0147LnURt-1>0時(shí),ecmt-1對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)起減少的作用;(2)當(dāng)LnPIt-1+1.1501-2.0147LnURt-1<0時(shí),ecmt-1對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)起增長(zhǎng)的作用。ecmt-1的系數(shù)為 -0.1064,說明長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)誤差校正項(xiàng)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的調(diào)整幅度為 10.64%,具有一定程度的調(diào)節(jié)作用,同時(shí)也表明城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系由短期偏離向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的速度很快,每年對(duì)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(zhǎng)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)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(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)展促進(jìn)了農(nóng)民收入的增長(zhǎng),同時(shí)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)有助于城鎮(zhèn)化的推進(jìn),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(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的政策上,應(yīng)采取長(zhǎng)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(duì)促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)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(xiàn)(2),LnURt～I(xiàn)(2)。雖然 LnPIt和 LnURt時(shí)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(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) 1.9195個(gè)單位。

(2)從誤差修正模型來看,兩者的短期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系是,城鎮(zhèn)化水平短期內(nèi)每變動(dòng) 1個(gè)單位,農(nóng)民收入將反方向變動(dòng) 0.0024個(gè)單位,這一數(shù)值較長(zhǎng)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?fàn)顩r對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的長(zhǎng)期影響更為顯著。誤差修正系數(shù)為負(fù)數(shù) (-0.1064),符合相反修正機(jī)制,說明長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)誤差校正項(xiàng)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的調(diào)整幅度為 10.64%,具有一定程度的調(diào)節(jié)作用,同時(shí)也表明城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系由短期偏離向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的速度很快,每年對(duì)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(zhǎng)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

(3)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)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(zhǎng)之間存在單向的因果關(guān)系,農(nóng)民收入增長(zhǎng)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(zhǎng)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(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。但從長(zhǎng)期看,城鎮(zhèn)化的發(fā)展促進(jìn)了農(nóng)民收入的增長(zhǎng),同時(shí)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)有助于城鎮(zhèn)化的推進(jìn),兩者之間具有雙向因果關(guān)系。

因此,綜括上述定量的實(shí)證分析,筆者認(rèn)為,城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)具有重大作用,我國在采用城鎮(zhèn)化發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的政策上,應(yīng)采取長(zhǎng)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(zhǎng)之間的關(guān)系時(shí),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(shí)行積極的“農(nóng)民收入增長(zhǎng)先導(dǎo)”的城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略。所謂以農(nóng)民收入增長(zhǎng)為先導(dǎo),就是城鎮(zhèn)化發(fā)展的第一要?jiǎng)?wù)是提高農(nóng)民收入,以增加農(nóng)民收入為主要著眼點(diǎn)積極推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程,這是城鎮(zhèn)化發(fā)展的一個(gè)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(jì)學(xué)院講師;

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

(責(zé)任編輯:陸影)