【摘 要】貧困是一個伴隨人類社會發(fā)展而長期存在的問題。研究農(nóng)村貧困發(fā)生率與經(jīng)濟增長的關(guān)系，有利于我國進一步消除貧困，達到中共十六大所確定的小康社會的要求。本文利用1990～2010年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)對農(nóng)村貧困發(fā)生率與經(jīng)濟增長的長期均衡關(guān)系進行探究，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了基于變參數(shù)的狀態(tài)空間模型并對其進行估計，以此研究經(jīng)濟增長對中國農(nóng)村貧困發(fā)生率的動態(tài)影響，最后得出相關(guān)結(jié)論。

【關(guān)鍵詞】經(jīng)濟增長；貧困發(fā)生率；協(xié)整；狀態(tài)空間模型

在過去的30幾年的時間里，我國成功地使2.2多億的農(nóng)村人口脫貧，從而使貧困總?cè)藬?shù)從1978的2.6億下降到2010的2688萬人，農(nóng)村貧困率也迅速下降，從1978年的32.9％降到2010年的2.8％。農(nóng)村的貧困線也在逐年的上升，從1984年的200元增到2010年的2300元。與其他國家相比，我們農(nóng)村地區(qū)貧困減小取得更突出的成就。毫無疑問，中國經(jīng)濟的快速增長是中國農(nóng)村貧困減小的主要力量，但是貧困問題到目前為止還仍然是中國最嚴(yán)重的社會問題之一。我國是社會主義國家，削除貧困，實現(xiàn)共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求，是貫徹落實科學(xué)發(fā)展觀的內(nèi)在要求。因此對我國農(nóng)村貧困發(fā)生率的研究，探究經(jīng)濟增長對它的影響程度，明確它們之間的內(nèi)在聯(lián)系，對我國進一步消除貧困具有極強的指導(dǎo)意義。

我國由于經(jīng)濟改革、各種各樣的外界沖擊和政策變化等因素的影響，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)也在逐漸發(fā)生變化，因此對其的影響不可能是一種長期穩(wěn)定的線性均衡關(guān)系，用固定參數(shù)模型表現(xiàn)不出來這種變化，所以變參數(shù)模型更適合反映這種關(guān)系。本文第2部分介紹了變量的平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗，第3部分介紹了基于狀態(tài)空間模型的我國農(nóng)村貧困發(fā)生率與經(jīng)濟增長的變參數(shù)模型，然后運用KALMAN濾波算法對狀態(tài)空間模型的參數(shù)進行估計，并對波動進行分析。

一、實證研究

1．變量選取與數(shù)據(jù)說明。本文在研究過程過中，用y表示中國農(nóng)村貧困發(fā)生率（％），采用的經(jīng)濟增長主要是指農(nóng)村居民的經(jīng)濟增長，關(guān)注的是農(nóng)村居民這個在中國占大多數(shù)的群體，所以用他們的純收入來表示他們的經(jīng)濟增長，用x表示（元）。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2010）（附錄）。

2．平穩(wěn)性與協(xié)整檢驗。在變量之間建立模型，當(dāng)且僅當(dāng)?shù)仁絻啥说淖兞烤哂邢嗤膯握A數(shù)，且變量之間具有協(xié)整關(guān)系時，所建立的模型才有意義，否則所建立的模型將是偽回歸，為了避免偽問題，狀態(tài)空間模型要求變量之間存在協(xié)整關(guān)系，為此對y，x進行平穩(wěn)性和協(xié)整關(guān)系檢驗。

本文采用ADF檢驗方法對各變量進行檢驗。檢驗結(jié)果可以看出，在1％顯著性水平上，時間序列經(jīng)過兩階差分均是平穩(wěn)的，即y和x屬于同階單整序列。因此，變量之間有可能存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本文采用Johasen協(xié)整檢驗方法，檢驗結(jié)果中可以看出，兩個變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整分析證實兩變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此以這兩個變量建立的狀態(tài)空間模型不存在偽回歸的問題。

二、狀態(tài)空間模型估計

前文探究了它們之間的長期均衡關(guān)系，但影響因素是在不斷地變化當(dāng)中的，不能反映不同時期因素對貧困發(fā)生率在影響程度上的差異性。因此，我們需要采取相應(yīng)的變參數(shù)模型對其進行研究，所以，本文采用了狀態(tài)空間模型對該動態(tài)關(guān)系進行估計。估計模型如下：

yt=c+atxt （1）

其中：yt為中國農(nóng)村貧困發(fā)生率，xt居民純收入，εt為隨機干擾預(yù)，a為待估計參數(shù)。為了考察中國農(nóng)村貧困發(fā)生率與經(jīng)濟增長之間可能存在的不斷變化的長期均衡比例，我們對模型（1）進行修正，本文經(jīng)驗分析所建立的模型是利用狀態(tài)空間模型構(gòu)造的可變參數(shù)模型。

yt=c+atxt （2）

at=ψ1at+ηt （3）

方程（2）和方程（3）就是所謂的狀態(tài)空間模型。

狀態(tài)空間模型是動態(tài)模型的一般形式，由一組觀察（Observation）方程和狀態(tài)（State）方程構(gòu)成。許多時間序列模型如古典線性回歸模型、ARIMA模型等都可以看作狀態(tài)空間模型的特殊形式。本文中方程（2）是量測方程，表示中國農(nóng)村貧困發(fā)生率與經(jīng)濟增長的一般關(guān)系，其中at參數(shù)稱為狀態(tài)變量，反映了各個時點上變量對貧困率的敏感程度。方程（3）稱為狀態(tài)方程或轉(zhuǎn)換（Transition）方程，它描述了狀態(tài)變量的生成過程。at為不可觀測變量，但可表示成一階馬爾可夫過程。本方中狀態(tài)方程都采取了遞歸形式進行定義。εt是擾動項，且服從均值為零、方差是常數(shù)的正態(tài)分布。利用卡爾曼濾波算法可以得到變參數(shù)at的估計值。

本文可得到的數(shù)據(jù)區(qū)間是從1990～2010年，取對數(shù)后代放（2）、（3）方程，用Eviews5.0軟件，以卡爾曼濾波算法得到狀態(tài)空模型的如下估計結(jié)果：

圖1 時變參數(shù)at在1990～2010期間的變化趨勢

首先1991農(nóng)民收入增長了3.4％，貧困發(fā)生率從9.4％上升到11％，經(jīng)濟增長對貧困發(fā)生率的作用沒有減少反而增加，原因在于改革開放初期，中國的經(jīng)濟增長緩慢，又加上沒有實行人口計劃生育，導(dǎo)致人口總基數(shù)增加，人口增長速度為5.7％，超過了經(jīng)濟增長速度。所以經(jīng)濟增長對貧困發(fā)生率減少的作用并沒有顯現(xiàn)出來。

1992年至2008年經(jīng)濟增長對貧困發(fā)生率的作用不斷減少，原因是中國真正意義的改革開放是在1992年鄧小平南巡以后起步的，中國市場經(jīng)濟也是那時開始逐步走向完善，經(jīng)濟增長方式也開始有所轉(zhuǎn)變，農(nóng)民的生活水平也在那時得到了前所未有的提高，逐步脫離貧困。但是隨著人均收入的不斷上升，收入的邊際效果也越來越少，這說明當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展到一定程度，僅靠經(jīng)濟增長來脫貧也越來越困難。

2008年農(nóng)民收入增長了15％，而貧困發(fā)生率卻從2％上升到3.8％，出現(xiàn)了經(jīng)濟增長對貧困發(fā)生率的作用沒有減少反而增加，那是因為2008年國家把低收入的人群也納入貧困者的范圍，使得貧困者的范圍增大，相應(yīng)的貧困發(fā)生率減少速度放慢，所以貧困發(fā)生率沒有減少反而增加。

參 考 文 獻

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