山西城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民增收的相關(guān)性分析,計量經(jīng)濟學(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,計量經(jīng)濟學(xué)論文近年來,隨著城鎮(zhèn)化的加速推進,城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入的影響和作用,逐步進入學(xué)者們的視線。國內(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)民收入增長的重要基礎(chǔ)和前提,把加速推進城鎮(zhèn)化進程看作是持續(xù)增加農(nóng)民收入的主要途徑。國內(nèi)外大量研究也證實,城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民收入的增長密切相關(guān)。推進城鎮(zhèn)化進程的本質(zhì)就是一個農(nóng)民逐步減少的經(jīng)過,而農(nóng)民收入的增加也實現(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)化的推動而帶來的農(nóng)村剩余勞動力的轉(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年的時間序列數(shù)據(jù),運用計量經(jīng)濟學(xué)中的相關(guān)方式方法,對城鎮(zhèn)化進程與農(nóng)民增長之間的關(guān)系進行實證研究。二、山西城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民收入問題的現(xiàn)在狀況描繪敘述從改革開放初期的1978年到2020年,山西的城鎮(zhèn)化水平以年均0.94個百分點的速度增長,總體表現(xiàn)出逐步加速的態(tài)勢,城鎮(zhèn)吸納人口的能力越來越強,城鎮(zhèn)常住人口數(shù)量不斷增長。到2020年,全省城鎮(zhèn)化率初次突破50%,實現(xiàn)了由鄉(xiāng)村型社會為主體向以城市型社會為主體的轉(zhuǎn)變。但是,由于山西尚屬經(jīng)濟欠發(fā)達省份,其城鎮(zhèn)化進度雖與全國基本一樣,但步伐相對緩慢。隨著山西城鎮(zhèn)化進程的穩(wěn)步推進,農(nóng)民人均純收入也隨之持續(xù)增長。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個百分點,農(nóng)民人均純收入增長了60多倍?？梢?山西農(nóng)村居民家庭人均純收入與城鎮(zhèn)化水平的變動趨勢基本一樣(見圖1)。但是,要厘清二者的動態(tài)相關(guān)性尚需進一步的分析。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,國內(nèi)眾多學(xué)者用城鎮(zhèn)化率來衡量一個國家和地區(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的城鎮(zhèn)人口占全省總?cè)丝诘谋戎?un)這一數(shù)據(jù)來反映山西省的城鎮(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,本文剔除了物價因素的影響(CPI指數(shù)1978=100),并將農(nóng)民人均收入換算成時間序列。同時,為了消除數(shù)據(jù)的波動性并一定程度消除異方差性,對以上數(shù)據(jù)取對數(shù),得到lnun和lnsr。2.變量的單位根檢驗運用Eviews6.0軟件對lnsr和lnun兩個變量和它們的一階差分d(lnsr)和d(lnun)進行ADF單位根檢驗,華而不實最佳滯后期由施瓦茲信息準(zhǔn)則(SIC)來確定,檢驗的結(jié)果見表1。由檢驗結(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,但對兩個指標(biāo)序列的一階差分以后進行平穩(wěn)性檢驗后發(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。從上述單位根檢驗中能夠以為變量lnsr和lnun的時間序列均為一階單整I(1)經(jīng)過。3.變量的向量自回歸模型建立VAR模型,需要保證每一個變量平穩(wěn)或存在協(xié)整關(guān)系,因而根據(jù)單位根檢驗結(jié)果,在滯后1階時,我們選取平穩(wěn)變量d(lnsr)和d(lnun)進行向量自回歸模型的分析。為了檢驗VAR模型能否平穩(wěn),通過計算模型的AR特征多項式,發(fā)現(xiàn)特征多項式根的倒數(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及計量經(jīng)濟理論分析,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)整檢驗本文采用的是向量自回歸VAR的Johanson協(xié)整檢驗方式方法利用Eviews6.0對lnun、lnsr的協(xié)整性關(guān)系進行檢驗如表2所示。上述跡統(tǒng)計量和最大特征根的統(tǒng)計量顯示均在95%的置信度水平下面,表示清楚lnsr和lnun兩個研究變量之間確實存在著協(xié)整關(guān)系,其長期協(xié)整方程為:lnsr=-0.6949+1.9156lnun(-2.2006)(20.9327)e=lnsr+0.6949-1.9156lnun長期協(xié)整方程表示清楚,山西省城鎮(zhèn)化對農(nóng)民人均收入具有顯著性影響,lnsr對lnun的長期彈性為1.9156。山西城鎮(zhèn)化發(fā)展有利于促進農(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)化水平的短期動態(tài)關(guān)系,運行結(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解釋變量的響應(yīng)程度。在圖中,實線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)的計算值,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)民人均純收入對城鎮(zhèn)化進程的響應(yīng)途徑和響應(yīng)狀況。能夠看出,山西省農(nóng)民人均純收入對城鎮(zhèn)化進程的一個新息擾動,一期并沒有表現(xiàn)出響應(yīng)的效果,到了二期就出現(xiàn)明顯的負向響應(yīng)效果,第三期到第六期之間不斷出現(xiàn)正負交替的效應(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)展確實能夠促進農(nóng)民人均純收入的增長,但具有一定的滯后性,固然在時間序列的開場年份可能出現(xiàn)了負向的影響,并伴有一些波動性,但長期來看山西省城鎮(zhèn)化的發(fā)展對促進農(nóng)民人均純收入的增長效果更為持續(xù)。圖3(4)所示的山西省城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)民人均純收入信息的一個標(biāo)準(zhǔn)差擾動的響應(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波動,直到第八期時呈現(xiàn)收斂趨勢。7.方差分解基于VAR模型和漸近解析法對dlnsr和dlnun進行了方差的分解,用于描繪敘述山西省農(nóng)民人均純收入與城鎮(zhèn)化發(fā)展的動態(tài)變化中的相對重要性。由表3的方差分解結(jié)果能夠看出,dlnsr的預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)差隨著預(yù)測期數(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)只受本身隨機擾動項波動的影響,隨著預(yù)測期數(shù)的增加,奉獻程度不斷下降,到第七期后穩(wěn)定在98.78%。然而,山西省城鎮(zhèn)化發(fā)展則對農(nóng)民人均純收入變量的預(yù)測誤差奉獻程度不斷加大,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)展從第一期開場就遭到本身隨機擾動項和農(nóng)民人均純收入水平?jīng)_擊的影響,華而不實,農(nóng)民人均收入的影響程度較小,奉獻程度是0.8%,而城鎮(zhèn)化對本身的影響程度為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)計數(shù)據(jù)的實證分析,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)過一階差分后顯現(xiàn)出平穩(wěn)態(tài)勢,因而,lnsr、lnun均為一階單整,即lnsr~I(1),lnun~I(1)。通過變量的向量自回歸模型進行穩(wěn)定性檢驗,發(fā)現(xiàn)特征多項式根的倒數(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期的平衡關(guān)系,。十分是從長期來看,山西省城鎮(zhèn)化率(城鎮(zhèn)化發(fā)展水平)每提高1個百分點,農(nóng)民人均純收入會隨之提高1.92個百分點,山西省的城鎮(zhèn)化發(fā)展對農(nóng)民收入的促進作用很明顯。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看,在兩個短期誤差修正模型中,短期誤差修正項的系數(shù)都為負數(shù),表示清楚兩變量長期平衡趨勢偏離的反向修正機制在不斷的起作用。從兩個模型中修正項的系數(shù)來看,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檢驗顯著,表示清楚城鎮(zhèn)化對農(nóng)民人均純收入從短期非平衡向長期平衡調(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)民人均純收入對城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響從短期非平衡狀態(tài)向長期平衡狀態(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)化的加速推進在短期內(nèi)就會對農(nóng)民人均純收入的增長產(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不會在短期內(nèi)影響山西省城鎮(zhèn)化的發(fā)展進程。兩變量經(jīng)過一定的滯后期后,城鎮(zhèn)化發(fā)展水平同樣會促進農(nóng)民人均純收入的增加,與此同時,農(nóng)民人均純收入的增長也促進了城鎮(zhèn)化進程的推進,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)民人均純收入增長之間存在著嚴密的聯(lián)絡(luò),城鎮(zhèn)化水平的提高能帶動農(nóng)民收入的增長,這種聯(lián)絡(luò)并具有長期性。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影響程度不斷加大,農(nóng)民人均純收入的方差奉獻程度最終穩(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)期初只受本身隨機擾動項的波動影響,但是隨著期數(shù)的不斷增加,城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對農(nóng)民人均純收入的預(yù)測誤差的奉獻程度不斷增加,穩(wěn)定在1.22%。從長期來看,山西省城鎮(zhèn)化的發(fā)展對促進農(nóng)民人均純收入的增長正向拉動影響的時限更長,并更有效率,但表現(xiàn)為一定的滯后性。綜合以上實證分析,山西省城鎮(zhèn)化的發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間存在著較強的正向交互響應(yīng)關(guān)系,且長期更具顯著性。從政策含義上來講,山西省應(yīng)該繼續(xù)堅持加快城鎮(zhèn)化發(fā)展以促進農(nóng)民收入增長的長期政策,應(yīng)繼續(xù)