山西城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民增收的相關(guān)性分析,計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文

山西城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民增收的相關(guān)性分析,計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文近年來(lái),隨著城鎮(zhèn)化的加速推進(jìn),城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入的影響和作用,逐步進(jìn)入學(xué)者們的視線。國(guó)內(nèi)諸多學(xué)者(吳敬璉,2001;陳錫文,2002;林毅夫,2003)把城鎮(zhèn)化的發(fā)展進(jìn)程十分是農(nóng)村的城鎮(zhèn)化發(fā)展假定為農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要基礎(chǔ)和前提,把加速推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程看作是持續(xù)增加農(nóng)民收入的主要途徑。國(guó)內(nèi)外大量研究也證實(shí),城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民收入的增長(zhǎng)密切相關(guān)。推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的本質(zhì)就是一個(gè)農(nóng)民逐步減少的經(jīng)過(guò),而農(nóng)民收入的增加也實(shí)現(xiàn)著農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民之間的身份弱化。從城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入二者的傳導(dǎo)關(guān)系上觀察,城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入的直接作用主要具體表現(xiàn)出在由城鎮(zhèn)化的推動(dòng)而帶來(lái)的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移。因而,我們以為,城鎮(zhèn)化和農(nóng)民收入之間存在著某種內(nèi)在的必然聯(lián)絡(luò)。為了較為清楚明晰地考量二者的內(nèi)在相關(guān)性,本文以山西為案例,根據(jù)山西1978~2020年的時(shí)間序列數(shù)據(jù),運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的相關(guān)方式方法,對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程與農(nóng)民增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。二、山西城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民收入問(wèn)題的現(xiàn)在狀況描繪敘述從改革開(kāi)放初期的1978年到2020年,山西的城鎮(zhèn)化水平以年均0.94個(gè)百分點(diǎn)的速度增長(zhǎng),總體表現(xiàn)出逐步加速的態(tài)勢(shì),城鎮(zhèn)吸納人口的能力越來(lái)越強(qiáng),城鎮(zhèn)常住人口數(shù)量不斷增長(zhǎng)。到2020年,全省城鎮(zhèn)化率初次突破50%,實(shí)現(xiàn)了由鄉(xiāng)村型社會(huì)為主體向以城市型社會(huì)為主體的轉(zhuǎn)變。但是,由于山西尚屬經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)省份,其城鎮(zhèn)化進(jìn)度雖與全國(guó)基本一樣,但步伐相對(duì)緩慢。隨著山西城鎮(zhèn)化進(jìn)程的穩(wěn)步推進(jìn),農(nóng)民人均純收入也隨之持續(xù)增長(zhǎng)。1978年山西城鎮(zhèn)化率和農(nóng)民人均純收入分別為19.2%和101.61元,而在2020年分別提高為51.3%和6356.63元,城鎮(zhèn)化率提高了32.1個(gè)百分點(diǎn),農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)了60多倍?？梢?jiàn),山西農(nóng)村居民家庭人均純收入與城鎮(zhèn)化水平的變動(dòng)趨勢(shì)基本一樣(見(jiàn)圖1)。但是,要厘清二者的動(dòng)態(tài)相關(guān)性尚需進(jìn)一步的分析。三、山西城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民增收的相關(guān)性分析1.相關(guān)性分析數(shù)據(jù)的選取當(dāng)前,國(guó)內(nèi)眾多學(xué)者用城鎮(zhèn)化率來(lái)衡量一個(gè)國(guó)家和地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平,本文依此慣例,在分析中主要采用山西省歷年來(lái)的城鎮(zhèn)人口占全省總?cè)丝诘谋戎?un)這一數(shù)據(jù)來(lái)反映山西省的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性和實(shí)用性,本文采用農(nóng)民人均純收入這一指標(biāo)用于反映山西省的農(nóng)民人均收入水平(sr)。為了所分析數(shù)據(jù)的可比性,本文剔除了物價(jià)因素的影響(CPI指數(shù)1978=100),并將農(nóng)民人均收入換算成時(shí)間序列。同時(shí),為了消除數(shù)據(jù)的波動(dòng)性并一定程度消除異方差性,對(duì)以上數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù),得到lnun和lnsr。2.變量的單位根檢驗(yàn)運(yùn)用Eviews6.0軟件對(duì)lnsr和lnun兩個(gè)變量和它們的一階差分d(lnsr)和d(lnun)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn),華而不實(shí)最佳滯后期由施瓦茲信息準(zhǔn)則(SIC)來(lái)確定,檢驗(yàn)的結(jié)果見(jiàn)表1。由檢驗(yàn)結(jié)果可知,lnsr、lnun兩指標(biāo)的水平序列在5%的顯著性水平均呈現(xiàn)為非平穩(wěn)序列,但對(duì)兩個(gè)指標(biāo)序列的一階差分以后進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn),lnsr、lnun兩指標(biāo)均拒絕原假設(shè),都呈現(xiàn)出平穩(wěn)的特征。從上述單位根檢驗(yàn)中能夠以為變量lnsr和lnun的時(shí)間序列均為一階單整I(1)經(jīng)過(guò)。3.變量的向量自回歸模型建立VAR模型,需要保證每一個(gè)變量平穩(wěn)或存在協(xié)整關(guān)系,因而根據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果,在滯后1階時(shí),我們選取平穩(wěn)變量d(lnsr)和d(lnun)進(jìn)行向量自回歸模型的分析。為了檢驗(yàn)VAR模型能否平穩(wěn),通過(guò)計(jì)算模型的AR特征多項(xiàng)式,發(fā)現(xiàn)特征多項(xiàng)式根的倒數(shù)均在單位圓內(nèi)(如此圖2所示),這表示清楚將要建立的VAR模型是穩(wěn)定的。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則AIC及計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論分析,本文確定了最佳滯后期為2期,即選擇VAR模型的1~2階滯后作為本文模型的滯后階,最小二乘法得到的VAR模型結(jié)果為:4.Johanson協(xié)整檢驗(yàn)本文采用的是向量自回歸VAR的Johanson協(xié)整檢驗(yàn)方式方法利用Eviews6.0對(duì)lnun、lnsr的協(xié)整性關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)如表2所示。上述跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根的統(tǒng)計(jì)量顯示均在95%的置信度水平下面,表示清楚lnsr和lnun兩個(gè)研究變量之間確實(shí)存在著協(xié)整關(guān)系,其長(zhǎng)期協(xié)整方程為:lnsr=-0.6949+1.9156lnun(-2.2006)(20.9327)e=lnsr+0.6949-1.9156lnun長(zhǎng)期協(xié)整方程表示清楚,山西省城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民人均收入具有顯著性影響,lnsr對(duì)lnun的長(zhǎng)期彈性為1.9156。山西城鎮(zhèn)化發(fā)展有利于促進(jìn)農(nóng)民人均收入的增加。5.向量誤差修正模型(VEC)采用lnsr、lnun的數(shù)據(jù)來(lái)建立誤差修正模型,分析山西省農(nóng)民人均純收入與城鎮(zhèn)化水平的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系,運(yùn)行結(jié)果為:6.脈沖響應(yīng)函數(shù)圖3為dlnsr、dlnun兩變量之間基于向量自回歸模型及漸進(jìn)解析法模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)的曲線,橫軸表示兩變量脈沖響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù),在本文中追蹤期數(shù)設(shè)定為10期,縱軸表示被解釋變量對(duì)解釋變量的響應(yīng)程度。在圖中,實(shí)線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值,虛線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)的函數(shù)值相加或相減兩倍的所得標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間。圖3(2)所示山西省農(nóng)民人均純收入對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的響應(yīng)途徑和響應(yīng)狀況。能夠看出,山西省農(nóng)民人均純收入對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的一個(gè)新息擾動(dòng),一期并沒(méi)有表現(xiàn)出響應(yīng)的效果,到了二期就出現(xiàn)明顯的負(fù)向響應(yīng)效果,第三期到第六期之間不斷出現(xiàn)正負(fù)交替的效應(yīng),第七期以后表現(xiàn)出少量的正向響應(yīng)效應(yīng),并逐步呈現(xiàn)收斂跡象。這表示清楚山西省城鎮(zhèn)化發(fā)展確實(shí)能夠促進(jìn)農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng),但具有一定的滯后性,固然在時(shí)間序列的開(kāi)場(chǎng)年份可能出現(xiàn)了負(fù)向的影響,并伴有一些波動(dòng)性,但長(zhǎng)期來(lái)看山西省城鎮(zhèn)化的發(fā)展對(duì)促進(jìn)農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)效果更為持續(xù)。圖3(4)所示的山西省城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)民人均純收入信息的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)的響應(yīng)情況和響應(yīng)途徑。初期有較大的正向效應(yīng),第二期以后影響不斷正負(fù)波動(dòng),直到第八期時(shí)呈現(xiàn)收斂趨勢(shì)。7.方差分解基于VAR模型和漸近解析法對(duì)dlnsr和dlnun進(jìn)行了方差的分解,用于描繪敘述山西省農(nóng)民人均純收入與城鎮(zhèn)化發(fā)展的動(dòng)態(tài)變化中的相對(duì)重要性。由表3的方差分解結(jié)果能夠看出,dlnsr的預(yù)測(cè)標(biāo)準(zhǔn)差隨著預(yù)測(cè)期數(shù)的增加而不斷增大,在第一期中,農(nóng)民人均純收入這一指標(biāo)只受本身隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)波動(dòng)的影響,隨著預(yù)測(cè)期數(shù)的增加,奉獻(xiàn)程度不斷下降,到第七期后穩(wěn)定在98.78%。然而,山西省城鎮(zhèn)化發(fā)展則對(duì)農(nóng)民人均純收入變量的預(yù)測(cè)誤差奉獻(xiàn)程度不斷加大,到第七期后穩(wěn)定在1.22%。從表4的方差分解結(jié)果能夠看出,山西省城鎮(zhèn)化發(fā)展從第一期開(kāi)場(chǎng)就遭到本身隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)和農(nóng)民人均純收入水平?jīng)_擊的影響,華而不實(shí),農(nóng)民人均收入的影響程度較小,奉獻(xiàn)程度是0.8%,而城鎮(zhèn)化對(duì)本身的影響程度為99.20%。然而,隨著期數(shù)的增加,城鎮(zhèn)化發(fā)展受農(nóng)民人均純收入新息的波動(dòng)沖擊的影響程度不斷加大,到第七期后逐步穩(wěn)定,農(nóng)民人均純收入的方差奉獻(xiàn)程度穩(wěn)定在2.75%。四、基本結(jié)論及政策含義根據(jù)上述基于山西省1978~2020年城鎮(zhèn)化率和農(nóng)民人均純收入統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析,能夠得出如下結(jié)論及政策含義:第一,根據(jù)lnsr、lnun的向量自回歸模型可知,作為非平穩(wěn)序列的lnsr、lnun在經(jīng)過(guò)一階差分后顯現(xiàn)出平穩(wěn)態(tài)勢(shì),因而,lnsr、lnun均為一階單整,即lnsr~I(1),lnun~I(1)。通過(guò)變量的向量自回歸模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)特征多項(xiàng)式根的倒數(shù)均在單位圓內(nèi),表示清楚將要建立的VAR模型是穩(wěn)定的。Johanson協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示,山西省城鎮(zhèn)化的發(fā)展和農(nóng)民人均純收入兩者之間存在著長(zhǎng)期的平衡關(guān)系,。十分是從長(zhǎng)期來(lái)看,山西省城鎮(zhèn)化率(城鎮(zhèn)化發(fā)展水平)每提高1個(gè)百分點(diǎn),農(nóng)民人均純收入會(huì)隨之提高1.92個(gè)百分點(diǎn),山西省的城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的促進(jìn)作用很明顯。第二,從山西省城鎮(zhèn)化率和農(nóng)民人均純收入的誤差修正模型來(lái)看,在兩個(gè)短期誤差修正模型中,短期誤差修正項(xiàng)的系數(shù)都為負(fù)數(shù),表示清楚兩變量長(zhǎng)期平衡趨勢(shì)偏離的反向修正機(jī)制在不斷的起作用。從兩個(gè)模型中修正項(xiàng)的系數(shù)來(lái)看,農(nóng)民人均純收入為被解釋變量的短期誤差修正模型的系數(shù)比擬大,而且t檢驗(yàn)顯著,表示清楚城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民人均純收入從短期非平衡向長(zhǎng)期平衡調(diào)整的速度非常大。以城鎮(zhèn)化率為被解釋變量的短期誤差修正模型的系數(shù)偏小,表示清楚山西省農(nóng)民人均純收入對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響從短期非平衡狀態(tài)向長(zhǎng)期平衡狀態(tài)的調(diào)整力度比擬小。上述結(jié)果表示清楚,山西省城鎮(zhèn)化的加速推進(jìn)在短期內(nèi)就會(huì)對(duì)農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)產(chǎn)生直接的影響作用,但是處于不穩(wěn)定的狀態(tài);而農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)不會(huì)在短期內(nèi)影響山西省城鎮(zhèn)化的發(fā)展進(jìn)程。兩變量經(jīng)過(guò)一定的滯后期后,城鎮(zhèn)化發(fā)展水平同樣會(huì)促進(jìn)農(nóng)民人均純收入的增加,與此同時(shí),農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)也促進(jìn)了城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn),兩變量具有雙向因果關(guān)系。第三,基于dlnsr、dlnun之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線分析和變量的預(yù)測(cè)方差分解能夠看出,山西省城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)之間存在著嚴(yán)密的聯(lián)絡(luò),城鎮(zhèn)化水平的提高能帶動(dòng)農(nóng)民收入的增長(zhǎng),這種聯(lián)絡(luò)并具有長(zhǎng)期性。城鎮(zhèn)化發(fā)展的在期初就遭到本身和農(nóng)民收入水平?jīng)_擊的影響,但影響程度比擬小,并伴有一定的波動(dòng)性,隨著響應(yīng)期數(shù)的增加,山西省城鎮(zhèn)化發(fā)展水平受農(nóng)民人均純收入新息的波動(dòng)影響程度不斷加大,農(nóng)民人均純收入的方差奉獻(xiàn)程度最終穩(wěn)定在2.75%?；诖?我們得出,山西省農(nóng)民人均純收入在響應(yīng)期初只受本身隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的波動(dòng)影響,但是隨著期數(shù)的不斷增加,城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民人均純收入的預(yù)測(cè)誤差的奉獻(xiàn)程度不斷增加,穩(wěn)定在1.22%。從長(zhǎng)期來(lái)看,山西省城鎮(zhèn)化的發(fā)展對(duì)促進(jìn)農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)正向拉動(dòng)影響的時(shí)限更長(zhǎng),并更有效率,但表現(xiàn)為一定的滯后性。綜合以上實(shí)證分析,山西省城鎮(zhèn)化的發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在著較強(qiáng)的正向交互響應(yīng)關(guān)系,且長(zhǎng)期更具顯著性。從政策含義上來(lái)講,山西省應(yīng)該繼續(xù)堅(jiān)持加快城鎮(zhèn)化發(fā)展以促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的長(zhǎng)期政策,應(yīng)繼續(xù)