2012区域计量经济课程论文——城镇化发展与农民收入增长 ——中国数据的计量经济分析(1978～2003)

1、计量经济学课程论文期末考试要求仿照以下或其它论文，利用所学习到的计量经济学及时间序列相关理论，完成一篇课程论文，题目自拟，要求如下：1. 5000字-6000字；2. 格式正确，可参照西南民族大学学报社科版格式要求；3. 有计量经济模型及数据分析，时间序列分析相关内容。提交时间：下学期开学第一周五前9月9日前投稿领域：区域经济学、中国经济改革城镇化开展与农民收入增长 中国数据的计量经济分析19782003肖卫东1 陈小远21.山东师范大学 经济与管理学院 山东 济南 250014；2.厦门大学 经济学院 福建 厦门 361005作者简介：1.肖卫东1976，男，江西吉水人，山东师范大学经济与管

2、理学院助教，主要研究领域：区域经济学、产业经济学等 2.陈小远1975，男，厦门大学经济学院经济学系2003级硕士研究生，主要研究领域：世界经济学等通信地址：1.肖卫东：山东省济南市文化东路88号 山东师范大学经济与管理学院邮政编码：250014 EMil: zhengdong8888 号码2.陈小远：厦门大学经济学院经济学系2003级研究生班 361005 EMil:xioyun_chenhotmil 2005年7月3日完成于济南城镇化开展与农民收入增长 中国数据的计量经济分析19782003摘 要：本文运用协整分析、格兰杰因果关系检验、三个动态计量经济模型对城镇化开展与农民收入增长之间相关

3、性的表现特征、本质联系及其内在规律进行环环相扣、层次递进的研究和分析。实证结果均说明，我国城镇化开展与农民收入增长之间存在着长期的均衡关系，从长期看，两者之间具有双向因果关系，两者之间呈现较强的持续正向交互响应，而且其长期的响应作用程度更显著、更稳定。这说明我国在采用城镇化开展促进农民收入增长的政策上，应采取长期政策而非短期政策，制定并实施“农民收入增长先导城镇化开展战略。关键词：城镇化 农民收入增长 协整分析 格兰杰因果关系检验 脉冲响应函数 方差分解Development of Urbniztion ndthe Growth of Frmers IncomeEconometric nlys

4、es Bsed on Chinese Dtum(19782003) bstrct：This pper pplies three dynmic econometric models such s co-integrtion nlysis nd grnger cuslity testing nd vector uto-regression to crry through positive nlyses tht mny tches one fter the other nd hierrchy step-up on behve chrcter nd essentil reltions nd intri

5、nsic regulrity of correltion between development of urbniztion nd the growth of frmers income. The positive nlysis results show tht there stnds long-term dynmic equilibrium correltion between them. Besides，in the long run，there exists bidirectionl grnger csul reltionship nd strong sustined positive

6、mutul response between them，whts more，the role of this mutul response remins more prominent nd stble，this mens tking the dvntge of development of urbniztion to promote the growth of frmers income，we should dopt long-term policies rther thn short-term ones，institute nd ctulize“the growth of frmers in

7、come firstdevelopment strtegy of urbniztion.Key words: urbniztion；the growth of frmers income；co-integrtion nlysis；grnger cuslity testing；impulse response function；vrince decomposition“三农农村、农业和农民问题是近百年来中国革命、改革和现代化建设的根本理论与实践问题，具体指的农民收入增长问题、农业产业化和农业结构调整问题、乡镇企业改造升级以及小城镇建设问题等。但“三农问题最核心的问题是农民收入增长缓慢，农村人口和

8、农业剩余劳动力无法大规模向非农产业和城镇转移，许多“三农困境，都与农民收入增长问题有着直接或间接的关联。目前，农民收入增长问题已成为当前我国经济社会开展中最为突出、最受社会各界关注的核心问题 ，受到了党和政府的高度重视。“十五方案强调指出：“要把不断增加农民收入放在经济工作的突出位置，千方百计促进农民收入较快增长。2002年11月召开的党的十六大、2003年 1月召开的“中央农村工作会议、2003年10月召开的党的十六届三中全会、2004年3月的“两会、以及2004年12月的“中央经济工作会议，都强调指出：“要把解决好三农问题，切实增加农民收入作为全党和政府工作的重中之重，放在更加突出的位置。

9、2004年2月8日党和国家就农民收入增加下发了一号文件?中共中央、国务院关于促进农民增加收入假设干政策的意见?，这是时隔18年后中央再次把农业和农村问题作为中央一号文件下发，也是建国55年来中央首次就农民收入增长问题出台文件；同时出台了一系列农业扶持和补贴政策。千方百计促进农民收入增长，是中央一号文件的最主要关键词，这就向我们传递了一个重要政策信号：农业和农村工作从长时期的“根底地位，到近几年的经济工作“首要位置，再到现在的全党和政府工作“重中之重，四个字的变化，反映了新一届中央领导集体对农民收入增长问题的高度重视，并将它由经济高度上升到了政治高度，也标志着我国党和政府对“三农问题的解决进入了

10、一个新的时期。2005年1月，中共中央、国务院又再次就“三农问题下发了中央一号文件?关于进一步加强农村工作提高农业综合生产能力假设干政策的意见?，其主题为构建新的“重农论，加强农业综合生产能力建设，切实保障农民收入持续增长，建设城乡一体的和谐社会。如何增加农民收入？国内学术界对此作了许多深入的探讨和研究，并提出了许多建设性的思路与措施，综括起来有以下几种观点：农民利益保护论、城乡统筹开展论、结构调整论、就业优先论、农村根底设施投资论、市场化带动论、城镇化推进论。但结合我国的特殊国情来分析，我国农民收入增长问题直接表现出来的收入增幅趋缓问题，其实质是农民就业不充分以及与之相联系的农业剩余劳动力转

11、移问题。近9亿农民滞留农村，进行极为分散的小规模经营，城镇化开展滞后，近半数农村劳动力处于隐蔽性失业或半失业状态，这是农民收入水平低下的根本原因。改革开放以来的我国农村，特别是沿海兴旺地区农村的实践说明，我国农民收入增长的潜力，主要来自非农业，而不是农业。同时，增加农民收入的诸多主要途径都因城镇化开展滞后而被阻。因此，提高农民收入的根本途径在于把大量农村人口和农业剩余劳动力从农业转移到非农产业和城镇，加速推进城镇化进程。而非农产业的开展和城镇就业时机的增加，在很大程度上又依赖着9亿农民购置力和投资能力的提高，这与农民的收入水平密切相关。国内外诸多研究成果亦说明，城镇化的开展和推进对农村人口和农

12、业剩余劳动力的转移作用巨大，而农民收入的提高在很大程度上取决于农村人口和农业剩余劳动力转移的速度和规模。因此，城镇化开展与农民收入增长之间存在着既互相制约又互相促进的函数关系。目前，我国正在全面建设惠及十几亿人口的更高水平的小康社会。加速推进城镇化进程，开展农村经济，增加农民收入，逐步扭转工农差异、城乡差异和地区差异扩大的趋势，是全面建设小康社会的重大任务。完成这一伟大的历史性任务，重点和难点都在农村，关键在于增加农民收入，缩小城乡居民收入差距，而这不仅取决于整个经济的开展，而且也取决于城镇化进程。但在这一点上，人们在思想上尚缺乏充分和系统的认识，因而一直延续下来的消极城镇化开展政策并未发生根

13、本性转变。为此，需要加强对城镇化与农民收入增长变化关系的深入研究，为我国的城镇化开展和农民收入持续增长提供理论指导和实证依据。基于上述背景，本文利用已有的理论和研究成果，运用现代计量经济学理论与方法来研究城镇化开展与农民收入增长之间的动态相关性。本文的结构安排如下：第二局部是国内外经验研究的相关文献回忆；第三局部是对模型所用指标和数据的说明；第四局部对城镇化开展与农民收入增长关系进行计量检验和实证分析；最后是本文的根本结论和政策含义。城镇化开展与农业、农村经济开展、与农民收入增长是经济社会开展中的共生现象，这已被当代开展经济学的研究所证实，并有着较早的理论根底。在当代开展经济学中，关于城镇化、

14、农村剩余劳动力结构性转移与农民收入增长的解释和研究大多数是在二元经济假设下展开的。大局部开展经济学的先驱们在农村剩余劳动力转移、农民收入提高问题上都重视和主张创造更多的城市和非农产业就业时机，其中最具代表性的有刘易斯拉尼斯费模型、乔根森模型和托达罗模型。1954年，刘易斯W. Lewis，1954在其经典论文?劳动力无限供应条件下的经济开展?中提出了“二元经济结构模型，揭示了农村剩余劳动力转移、农民收入提高、社会经济开展的一般规律，其核心是“劳动力供应的无限性。刘易斯认为，开展中国家普遍存在一种“二元经济结构：一元是以传统生产方式进行的、劳动生产率极低、剩余劳动力较多、报酬较低的农业部门；一元

15、是以现代化方式进行的、劳动生产率和工资水平较高的工业部门。二元结构之间的相互联系主要是通过劳动力的转移来实现。在确定的工资水平下，工业部门的扩张有农业劳动力的无限供应保障。随着经济活动由传统农业向现代城镇工业部门转移，二元经济逐步向一元经济转化，各经济部门的劳动生产率、工资和生活水平差异将逐步缩小或消失。在刘易斯看来，农业对经济开展的奉献在于为工业部门的扩张提供所需的廉价劳动力，至于农业是否开展，在劳动力转移过程中无关紧要。鉴于此，拉尼斯和费景汉G .RnisJ.H. Fei，1964对刘易斯模型进行了重要的补充和修正史称刘易斯拉尼斯费模型。他们更关注农业开展、农民收入增长在农村劳动力向城镇流

16、动过程中的作用，并将城镇化和工农业开展联系起来，其要点有三：1农业增长同工业增长一样重要；2农业和工业、城镇和农村、城乡居民应平衡开展；3劳动力转移速度必须高于人口增长速度以摆脱“马尔萨斯陷阱。M.P.托达罗M.P. Todro，1969的“预期收入模型假定农业劳动者迁入城镇的动机主要决定于城乡预期收入差距，差距越大，流入城镇的人口越多。托达罗认为：促使人口流动的根本力量是比拟收益与本钱的理性的经济考虑，包括心理因素。使人们作出流入城镇决策的是预期的而不是现实的城乡收入差异，它取决于两个因素：一是工资水平，二是就业概率。这两个变量决定了潜在流动者在流入城镇后的预期收入。托达罗模型说明，农村劳动

17、力向城镇流动是在市场经济条件下既注意现实又含有预期的理性行为。为此，托达罗建议：一切人为地扩大城乡实际收入差距的措施必须消除。农业和农村经济开展在城镇化过程中具有同等重要意义。加速推进城镇化，改善农村的生活条件也许是缩小城乡收入差距的切实可行的措施。D.W. Jorgenson，1961从消费结构变化角度分析了城镇化与农民增收问题的关系。乔根森认为，城镇化的意义在于消费结构的必然变化。因为人们对粮食等农产品的需求有其生理限度，而对工业品的需求无限度。因此，当农产品生产能充分满足需求时，农业开展就失去了需求拉动，农村劳动力就转向需求旺盛的工业部门，以满足对工业品的扩大需求。在农村劳动力向城镇工业

18、部门转移的过程中，工资水平并非固定不变，而呈不断上升趋势。这表现在：农村劳动力的工资随农业生产率的提高而提高，工业部门为吸引农村劳动力，也要提高劳动的工资水平。因此，依靠增加非农就业时机增加农民收入一直是开展经济学家关注的焦点。因为在给定的人口增长对土地的压力下，非农就业时机的增加与农业部门的产量增长相联系将是增加实际收入、从而也是提高人均收入增长率的最好方式。虽然后来的经济开展实践说明，在农业中也存着许多增加实际产出和收入的时机，但迄今为止，对于开展中国家创造就业时机的问题，人们仍然主要关心提高全部劳动力的平均产品和边际产品，把着眼点和重点放到非农就业时机的增加上。在我国，近年来农村剩余劳动

19、力问题凸现，农民收入增长缓慢，城镇化开展严重滞后，关于“三农问题、城镇化开展问题的研究成为热点和焦点，研究的深度和广度呈不断开展之势，形成了大批研究成果，散见于?中国农村经济?、?经济学家?、?管理世界?、?中国软科学?、?经济研究?等报刊杂志及诸多学术专著中。查阅、归纳总结近几年的研究成果，大致涉及以下几方面的内容。 “三农问题在中国小康社会和城镇化、工业化当中具有不可逾越的地位，有着不可低估的人口影响、空间影响、素质影响和互动联动影响，这些影响关系到中国小康社会和工业化、现代化、城镇化能否进行到底。“三农问题最核心的问题是农民收入增长缓慢，农民无法大规模向非农产业和城镇转移，许多“三农困境

20、，都与农民收入增长问题有着直接或间接的关联韩俊，2001，2003；温铁军，2002；林毅夫，2003；张小山，2003，等等。深入分析了农民收入增长缓慢的深层次原因，认为农民收入增长缓慢的根本原因在于城镇化开展严重滞后许经勇，2001；李文，2001；张文华，2003；李剑阁，韩俊，2004。城镇化滞后对农民收入增长的影响突出表现在三个方面：使城乡居民收入差距不断扩大；导致农业劳动力就地分散转移既不稳定，也不经济；导致产业结构不合理，第三产业开展缓慢。对我国新时期城镇化的各方面问题作了广泛又深入的研究，充分肯定了城镇化开展对于中国农村现代化、解决“三农问题的积极意义，特别肯定了城镇化开展对于

21、解决农村剩余劳动力转移问题、确保农民收入增长的重要意义。在当前条件下，加速推进城镇化进程是持续增加农民收入的根本路径选择和重要途径，这是近来诸多学者潜心研究所得出的一个共同结论。吴敬琏认为，实现大量农村剩余劳动力向非农产业的转移，是解决“三农问题，顺利实现工业化和城市化的中心环节。陈锡文认为，只有减少农民，才能富裕农民，这是世界各国促进农业、农村开展的根本经验。林毅夫2003认为，要长期持续提高农民收入，最根本的、唯一可行的、可持续的方法是减少农业人口，把农村的劳动力从农业转移到非农产业和城镇。胡鞍钢2003认为，解决“三农问题，切实增加农民收入的根本途径是加速城镇化进程，进行第三次“解放农民

22、的制度革命，其核心是解放农民、投资农民、转移农民、减少农民、富裕农民。张曙光2002认为，农民收入增长缓慢的关键在于农民太多，减少农民的方法有二：一是少生少育，二是转移到非农产业和城镇，提高城镇化水平；城镇化的最大作用在于它能够提供有效的供应。马晓河2003认为，解决“三农问题，增加农民收入，既要有短期的对策，更要有长期的战略思路，应将重点放在转移农村剩余劳动力方面，提高城镇化水平。张卓元2004认为，要从根本上增加农民收入就要减少农民，实现从二元结构向现代经济结构的转变，把大量农村剩余劳动力从农村转移出去，加速推进城镇化进程。增加农民收入，关键要解决好农民的就业问题，加快农业剩余劳动力转移的

23、步伐和农村人口的城镇化进程李剑阁，韩俊，2004。美国学者D·盖尔·约翰逊2002也认为，中国如果没有非农业收入的大幅度增长，农业劳动生产率的提高对乡村居民收入的提高将非常有限；如果要实质性地降低城乡人均实际收入与消费水平的巨大反差，农业劳动力必须更为迅速地转为非农业劳动力。还有学者对城镇化开展和农民收入增长关系作了初步定量分析。中国投资学会副会长刘慧勇的研究结论认为：“现阶段城镇化每年可以为农村提供1亿多个就业岗位，每年可以为农村增加7000亿元以上的非农业收入。李靖、焦树林2002运用简单的一元线性回归法分析结论认为，农民人均收入水平与城镇化水平存在着线性相关关系。王志

24、武2002运用经济地理学中的城乡均衡模型对城镇化水平与农民收入水平进行了实证分析，认为农民收入对城镇化开展具有较高的依存系数为60，要在2021年得到到达城乡人口1:1，那么今后10年农村居民人均纯收入年均增长须达1013之间。综括上述国内外已有的研究成果，有很多值得参考与借鉴，但也存在缺乏，数字化特征和理论性较强的定性研究较多，对城镇化开展与农民收入增长的关系研究大多为统计数据资料的引用和实证描述，少有文献运用动态经济计量模型对两者之间的相互关系进行定量研究。鉴于此，本论文将利用已有的理论和研究成果，主要采用协整分析、格兰杰因果关系检验、三个动态计量经济模型对城镇化开展与农民收入增长之间关系

25、的表现特征、本质联系及其内在规律进行环环相扣、层次递进的实证研究和分析。其主要研究路径为：首先运用协整分析探讨两者之间的长期稳定关系和短期均衡关系；再用格兰杰因果关系检验法考察两者之间的因果关系；最后在建立模型的根底上，运用脉冲响应函数和方差分解来刻画两者之间的相互响应情况和响应路径。在城镇化开展与农民收入增长关系的计量经济研究中，农民收入增长可用农村居民家庭人均纯收入来表示，即。城镇化开展主要用城镇化水平来表示，即，而目前我国学术界在衡量我国人口城镇化水平时所采用的指标有多种，主要有：1市镇人口占总人口的比重。这是?中国统计年鉴?中所采用的指标，市镇总人口类似常住人口，是指设区的市所辖的居委

26、会人口及县辖镇居委会人口。2非农业人口比重，这是现阶段我国学术界广泛采用的衡量我国城镇化水平最主要的指标。但改革开放后，大量束缚在农村的农业人口纷纷涌向城镇，已使这一指标因口径偏小而不能正确反映我国城镇化的真正水平。3基于非农业人口比重的局限性，有的学者提出了复合人口这个修正指标：非农业人口加上农村劳动力中从事非农业活动的那局部人口，它们占全国人口的比重即为我国人口城镇化水平。有的学者那么认为，城镇既然是非农业活动集中的场所，那么非农产业劳动力占全社会从业人员人口的比重也可近似反映城镇化水平，这一指标暂且可称为非农活动人口指标。本文考虑到数据获得的便利性，我们主要采用市镇人口占总人口比重指标来

27、衡量城镇化水平，虽然该指标在统计上有一定的缺乏和缺陷，但并不影响本文研究的精神实质。本项研究采用全国的数据资料，均来自于?中国统计年鉴?各年，取样时段为19782003年。其中，农民人均纯收入以现价形式表示，本文使用1978年为基期的商品零售价格指数对其进行缩减，以消除物价因素的影响。同时，为消除数据中存在的异方差，分别对两个变量取自然对数，为，其相应的差分序列为，经过处理的相关数据见表1。表1 、数据表年份消除价格影响1978197919801981198219831984198519861987198819891990199119921993199419951996199719981999

28、20002001200220034.城镇化开展与农民收入增长：基于中国数据的计量经济分析.单位根检验。假设时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，那么该序列就是非平稳时间序列。对非平稳的时间序列进行时间序列分析会产生“伪回归问题，为使回归有意义，可对其进行平稳化，然后对差分序列进行回归。这样就会忽略了原时间序列包含的有用信息，而这些信息对分析问题来说又是必须的。对此可采用协整理论，进行协整分析。进行协整检验的先决条件是时间序列是不稳定、非平稳的，而且具有单位根。因此，我们首先要对所研究的相关数据进行单位根检验，然后建立非平稳时间序列的回归模型。考察随机过程，假设其中，为一稳定过程，且，那么称

29、该过程为单位根过程Unit Root Process。假设，其中，独立同分布，且，即，那么称为一随机游动Rndom Wlk过程。假设单位根过程经过一阶差分成为平稳过程，即，那么时间序列称为一阶单整序列，记作。一般地，如果非平稳时间序列经过次差分到达平稳，那么称其为阶单整序列，记作，其中表示单整阶数，是序列包含的单位根个数。进行单位根检验有多种不同的方法，如法、法、法，本文主要采用ugmented DickeyFuller检验法。检验是在检验根底上扩展而来的。D.Dickey和W.Fuller首先在1979年提出在考虑一阶自回归根底上的检验，其表达式见1式：11981年，他们考虑到更一般的情形，

30、又在检验的根底上进行了扩展，提出了为校正误差项的高阶序列自相关而在上述1式中加上的假设干期滞后差分项，称之为检验。这一检验是假定的数据生成过程为过程，检验方程为表2中的三个方程之一。表2 单位根的检验模型序号检验方程式特点适用范围(2)式不包含常数项和线性时间趋势项序列在0均值上下波动，呈无规那么上升、下降趋势(3)式包含常数项序列具有非0均值，但没有时间趋势(4)式包含常数项和线性时间趋势项序列随时间变化有上升或下降趋势说明：需注意的是，基于初步选取的模型应进一步检验截距或时间趋势的显著性，以调整或确认初步选取的设定是否适当。表2的2、3、4式中，为一阶差分符号；，为参数；为随机误差项，是服

31、从独立同分布的白噪声过程；为最正确滞后期数，这个滞后期数保证误差项的平稳性白噪音。在实际中，回归的最正确滞后期数是不知道的。本文采用Engle和Yoo1987提出的最小信息准那么来决定最正确滞后期数，该准那么的定义如下：55式中，是对数似然值，是观测值数目，是被估计的参数个数。准那么要求其取值越小越好，因此，使最小的值便是最正确滞后期数。D.Dickey和W.Fuller采用普通最小二乘法得到关于系数的统计量来进行单位根检验，统计量的计算如下式： 66式中，表示对应的标准差估计。其检验假设为：原假设；备择假设由于统计量的分布是非标准分布的，因此使用McKinnon1991临界值来进行判断。如果

32、检验统计值大于临界值那么接受零假设，而拒绝备择假设，那么说明序列存在单位根，是非平稳序列；反之那么说明序列不存在单位根，是平稳序列。对于非平稳的时间序列，还需进一步检验其一阶差分的平稳性，如果检验得知序列的一阶差分是平稳的，那么称此序列是。b.协整检验。有些时间序列，虽然它们自身非平稳，但其线性组合却是平稳的。非平稳时间序列的线性组合如果平稳，那么这种组合反映了变量之间长期稳定的比例关系，称为协整关系。协整关系表达的是两个线性增长量的稳定的动态均衡关系，更是多个线性增长的经济量相互影响及自身演化的动态均衡关系。协整思想萌芽于1978年Dvison，Hendry，Srb和Yeo，在1980年代中

33、后期被Grnger1983、Engle和Grnger1987所明确开展起来。协整分析是在时间序列的向量自回归分析的根底上开展起来的空间结构与时间动态相结合的建模方法与理论分析方法。与传统的以最小二乘法为根底的线性回归分析相比，在统计上更严格，更具逻辑性。如果时间序列都是阶单整，即，存在一个向量使得，这里，。那么称序列是阶协整，记为，为协整向量。一般情况下,协整检验有两步法与的多变量极大似然法，本文采用前一种方法。步骤一：为检验序列和的阶协整关系。首先对每个变量进行单位根检验，得出每个变量均为序列，然后选取变量对进行回归，即有协整回归方程：7式中用和表示回归系数的估计值，那么模型残差估计值为：

34、8步骤二：对7式中的残差项进行单位根检验，一般采用检验。假设检验结果说明是序列，即，那么说明是平稳序列，可得出和是阶协整的，其协整向量为。c.误差修正模型。根据Engle定理，如果一组变量之间有协整关系，那么协整回归总是能被转换为误差修正模型：Error Correction Model。协整关系只是反映了变量之间的长期均衡关系，误差修正模型的使用就是为了建立短期的动态模型以弥补长期静态模型的缺乏，它即能反映不同的时间序列间的长期均衡关系，又能反映短期偏离向长期均衡修正的机制。对于一阶线性自回归分布滞后模型：utoregressive Distributed Lg：9假定变量间都具有平稳性，随

35、机误差项不存在自相关和异方差，那么对9式经过简单变换并整理可得： 10式10即为，其中是误差修正项，记为；称为修正系数，设，那么10式可简记为：11对因变量的短期波动的成因进行了分解：来自于自变量短期波动的影响，以及误差修正项。反映了变量在短期波动中偏离它们长期均衡关系的程度，称为均衡误差。一般地，10式中，所以。因此，当时，为正，那么为负，使减少，反之亦然，这表达了均衡误差对的控制。.单位根检验。采用EViews4.0软件，对，的单位根进行检验，检验方程的选取根据相应的数据图形来确定，采用准那么确定最正确滞后阶数，差分序列的检验类型按相应原那么确定。表3 和单位根的检验表变量检验类型C，T，

36、K检验值各显著性水平下的临界值检验结果15%10C，T，1不平稳C，T，2不平稳C，T，2不平稳C，T，3不平稳0，0，1平稳0，0，1平稳注：表中的r表示一阶差分，表示二阶差分；检验形式C，T，K中的C、T和K分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势项和滞后阶数；0是指检验方程不包括常数项或时间趋势项。从图1、图2可知，序列、呈上升趋势，变量数据具有明显随时间递增的特征，因此，应选取表2中包含常数项和线性时间趋势项的4式作为检验方程。检验结果见表3，、 的DF检验统计量均大于显著性水平0.01、0.05、0.1时的临界值，所以不能拒绝原假设，序列、都存在单位根，是非平稳的。检验方程及其检验

37、效力见以下方程： 12 2.47220.23702.3948 2.9553，。 2.50132.49872.4626 2.0339 2.6501 13，,，。上述12、13式中，参数估计值下面括号中的数值为统计值下同，略。从上述方程中的各相关参数可知，检验方程的检验和检验均很显著，检验效力较强，效果较显著。上述结果显示，未经差分的序列、确实存在某种时间趋势，且存在单位根，为非平稳序列。因此，应将序列、分别进行一阶差分，得到和，再对其进行单位根检验。从图3、图4可知，经过一阶差分后的序列、仍呈上升趋势，宜选取表2中包含常数项和线性时间趋势项的4式作为检验方程。检验结果见表3，、 的DF检验统计量

38、均大于显著性水平0.01、0.05、0.1时的临界值，所以不能拒绝原假设，序列、都存在单位根，是非平稳的。检验方程及其检验效力见以下方程： 2.72901.46243.4481 1.8157 2.2563 14，。 1.18260.67362.1874 0.7106 1.1859 15 2.0222，。从上述14、15式方程中的各相关参数可知，检验方程的检验和检验均很显著，检验效力较强，效果较显著。上述结果显示，序列、在一阶差分后，仍然存在单位根，为不平稳序列。因此，需再将序列、进行二阶差分，得到和，对其继续进行单位根检验。从图5、图6可知，经过二阶差分后的序列、在零均值上下波动，呈无规那么上

39、升、下降趋势，宜选取表2中不包含常数项和线性时间趋势项的2式作为检验方程。检验结果见表3，、 的DF检验统计量均小于显著性水平0.01、0.05、0.1时的临界值，这说明至少可以在99的置信水平下拒绝原假设，认为序列、都不存在单位根，是平稳的。检验方程及其检验效力见以下方程：16 3.8969 0.0924，。17 5.2224 1.2172，。从上述16、17式方程中的各相关参数可知，检验方程的检验和检验均很显著，检验效力较强，效果较显著。综上，单位根检验结果说明，非平稳序列、在经过二阶差分后平稳，所以，、均为二阶单整，即，。b.协整检验。为了进一步分析城镇化开展与农民收入增长之间是否存在长

40、期的均衡关系，下面对城镇化水平变量与农民人均纯收入变量进行协整分析。通过上面分析可得知，两变量序列，均为二阶单整，即，满足协整检验前提，故可考虑两者之间是否存在协整关系。现用两步法对、变量进行协整关系检验。第一步：估计对的回归方程，协整回归模型为：18根据19782003年的数据对其进行OLS估计，得到：19 2.942426.0678，调整的，计算OLS估计的残差，得到序列：20第二步：检验上述模型的残差项是否为平稳序列，即检验是否是序列。上述协整回归方程估计残差序列的取值如图7所示。对序列进行单位根检验，根据图7所示，检验宜采用表2不包含常数项和线性时间趋势项的2式检验方程。检验结果见表4

41、。从表4中可知，检验统计量2.6957都小于显著性水平0.01、0.05、0.1时的临界值，因此可认为估计残差序列为平稳序列，这说明与之间存在协整关系，1，2.0215为协整向量。表4 残差序列单位根的检验表变量检验类型C，T，K检验值显著性水平临界值ICDW检验结果 0，0，11510根据EngelGrnger两步法原理，上述协整回归方程不仅揭示了城镇化开展对农民收入的影响度，且说明它们之间存在长期均衡关系。从协整方程式19可看出，城镇化水平每变动1个单位，将会促进农民收入增长2.0125个单位。因此，该协整回归方程具有现实意义。c.误差修正模型。根据Grnger定理，一组具有协整关系的变量

42、一定具有误差修正模型的表达式存在。反映与之间短期动态均衡关系的误差修正模型为：21 5.65121.7553 4.2544，调整的，,其中， 。误差修正模型21描述了均衡误差对农民收入增长短期动态的影响，误差修正系数为负数，符合相反修正机制。从误差修正模型来看，两者的短期动态均衡关系是，城镇化水平短期内每变动1个单位，农民收入将同方向变动1.4611个单位。这一数值较长期协整回归方程中的要小，说明城镇化开展状况对农民收入增长的长期影响更为显著。误差修正项的系数为负，说明长期均衡趋势偏离的收敛机制是：1当时，对农民收入增长起减少的作用；2当时，对农民收入增长起增长的作用。的系数为0.6657，说

43、明长期均衡趋势误差校正项对农民收入增长的调整幅度为66.57，具有较强的调节作用。协整检验结果告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。Grnger1969和Sims1972提出的因果关系检验可解决此类问题，该检验是确定一个变量能否有助于预测另一个变量。Grnger和Sims提出的因果关系检验法的根本思想如下：如果变量有助于预测变量，即根据的过去值对进行自回归时，如果再加上的过去值，能显著地增强回归的解释能力，那么称是的格兰杰原因记为“；，否那么，称为非格兰杰原因记为“。 同时，Grnger1988指出，如果变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的G

44、rnger原因；在非协整情况下，任何原因的推断将都是无效的。变量，之间格兰杰因果关系检验过程如下：首先，检验零假设：“不是引起变化的原因，对以下两个模型进行估计：无限制条件回归：22有限制条件回归：23式中，为白噪声序列，满足均值为零、等方差且非自相关。为滞后期数，和为待估系数。然后用各回归的残差平方和计算统计值，检验系数是否同时显著不为零。如果其中至少有一个显著地不为零，那么拒绝“不是引起变化的原因的零假设，接受“是引起发生变化的原因。检验的统计量值的计算公式如下： 24式中，为有限制条件回归模型的回归平方和；为无限制条件回归模型的回归平方和。根据显著性水平查表得到，当时，那么拒绝，认为“是

45、引起变化的原因。否那么，那么接受，认为“不是引起变化的原因。最后检验“不是引起变化的原因的零假设，进行同样的回归估计。检验时主要把模型 22及模型23中的变量与变量进行互换，其他方法与检验“不是引起变化的原因的零假设时完全相同。根据上述协整检验结果，城镇化开展与农民收入增长之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系，即对于城镇化开展与农民收入增长之间的关系而言，是属于以下四种情况中的哪一种还需进一步验证：1城镇化开展显著影响农民收入增长水平；2农民收入增长水平显著影响城镇化开展；3城镇化开展显著影响农民收入增长水平，农民收入增长水平也显著影响城镇化开展，两者互为因果关系；4城镇化开

46、展与农民收入增长水平之间互不影响，即两者之间没有因果关系。由于Grnger因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，本文采用依次多滞后几阶，看结果是否具有同一性的方法。因果关系模型中的滞后期数取mn，且滞后期数分别取15。城镇化开展与农民收入增长之间的Grnger因果关系的检验结果见表5。表5 城镇化开展与农民收入增长之间的因果关系检验滞后期零假设值临界值值决策因果关系结论1接受拒绝2接受拒绝3接受拒绝4拒绝接受5拒绝拒绝注：表示“ does not Grnger Cuse ； 值代表“ does not Grnger Cuse ，即拒绝它犯第一类错误的概率。同时也表示接受零假设的概率，数字越小，说明

47、自变量预测因变量的能力越强。由表5我们可以观察到：滞后期数分别为1至3的城镇化水平不是引起农民收入增长变化的原因，但滞后期数分别为1至3的农民收入增长变化是引起城镇化水平变化的原因。滞后期为4的城镇化水平是引起农民收入增长的原因，而且具有96.77的解释能力；而滞后期为4的农民收入增长变化不是引起城镇化水平变化的原因。滞后5期的城镇化水平的变动是引起当期农民收入增长变化的原因，同样滞后5期的农民收入增长变动是引起当期城镇化水平变化的原因，都具有90以上的解释能力。因此，可以说，在短期内，城镇化开展并不会对农民收入增长变化产生直接的影响，而农民收入增长会影响城镇化的开展。但在一定的滞后期数上，城

48、镇化的开展促进了农民收入的增长，同时农民收入的增长有助于城镇化的推进，两者之间具有双向因果关系。这也说明我国在采用城镇化开展促进农民收入增长的政策上，应采取长期政策而非短期政策。只有这样才能保证城镇化开展对促进农民收入增长起到持久的效果。为了说明城镇化影响农民收入增长的路径，我们采用非结构化的多方程模型，即向量自回归模型。结构建模方法Structurl pproch利用经济理论来描述变量之间的关系，但经济理论往往不能为变量间的动态关系提供严格的定义，加之内生变量可能同时出现在方程的左右两边，使得估计和推论问题变得更为复杂化。为了解决这些问题，因此而产生了有关变多变量建模的非结构方法。向量自回归

49、模型就是这样一种非结构化的多方程模型。向量自回归VR：Vector utoregression是Sims在1980年提出的使用模型中的所有当期变量对所有变量的假设干滞后变量进行回归，用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响。它不带有任何事先约束条件，将每个变量均视为内生变量，避开了结构建模方法中需要对系统中每个内生变量关于所有变量滞后值函数的建模问题，它突出的一个核心问题是“让数据自己说话古亚拉蒂，1997。最一般的VR模型的数学表达式为：2525式中，是维内生变量向量，是维外生变量向量，和是待估计的参数矩阵，内生变量和外生变量分别有阶和阶滞后期。是随机扰动项，其同时刻的元素可

50、以彼此相关，但不能与自身滞后值和模型右边的变量相关。在向量自回归的根底上，我们可以脉冲响应函数和方差分解来对已建立起来的模型做出解释。脉冲响应函数IRF：Impulse Response Function用于考察来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。在本论文设置的模型中，我们分别考虑每一个变量作为因变量时，来自其他变量包括因变量自身的滞后值的一个标准差的随机扰动项所产生的影响，以及其影响的路径变化。考虑以下关于城镇化水平与农民人均纯收入的两变量模型：262726和27式中，和分别表示和的二阶差分，分别用来农民人均纯收入水平和城镇化水平，随机扰动项、称为新息Innovti

51、on。由26和27式构成的模型中，如果新息发生变化，不仅当前的值立即改变，而且还会通过当前的值影响到变量和今后的取值。脉冲响应函数试图描述这些影响的轨迹，显示任意一个变量的扰动如何通过模型影响所有其他变量，最终又反应到自身的过程。对脉冲响应函数的解释出现困难源于新息从来都不是完全非相关的。当新息相关时，它们有一个共同的组成局部，不能被任何特定的变量所识别。对此不太严格的方法是将共同的局部归于系统中的第一个变量依照方程顺序的随机扰动项。本论文设置的模型中，和的共同组成局部归于。所以，改变模型中的方程顺序可能会导致脉冲响应的很大不同。考察模型时，还可以采用方差分解方法研究模型的动态特征。脉冲响应函

52、数是追踪系统对一个内生变量的冲击效果，而方差分解那么是将系统的预测均方误差分解成系统中各变量冲击所作的奉献，可考察系统中任意一个内生变量的预测均方误差的分解。其主要思想是，把系统中每个内生变量共个的波动步预测均方误差按其成因分解为与各方程新息相关联的个组成局部，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性，即变量的奉献占总奉献的比例。比拟这个相对重要性信息随时间的变化，就可以估计出该变量的作用时滞，还可估计出各变量效应的相对大小。论文本局部的内容主要是在建立向量自回归模型的根底上，运用脉冲响应函数和方差分解来考察19782003年间城镇化开展的变化通过怎样的路径影响农民收入的增长，以及它们两者之间的交互影响。 由于模型的运用要求系统中的变量具有平稳性，根据上述内容中的单位根检验的结果，序列、都不存在单位根，是平稳的。因此，本局