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～)

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发展与农民收入增长 中国数据的计量经济分析（19782003）肖卫东1 陈小远2（1.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

2、人，山东师范大学经济与管理学院助教，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 EMail: 电话号码： 2.陈小远：厦门大学经济学院经济学系2003级研究生班 361005 EMail: 2005年7月3日完成于济南城镇化发展与农民收入增长 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发展与农民收入增长之间相关性的表现特征、本质

3、联系及其内在规律进行环环相扣、层次递进的研究和分析。实证结果均表明，我国城镇化发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发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”城镇化发展战略。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 Urbanization andthe Growth of Farmers IncomeEconometric Analyses

4、 Based on Chinese Datum(19782003) Abstract：This paper applies three dynamic econometric models such as co-integration analysis and granger causality testing and vector auto-regression to carry through positive analyses that many taches one after the other and hierarchy step-up on behave character an

5、d essential relations and intrinsic regularity of correlation between development of urbanization and the growth of farmers income. The positive analysis results show that there stands a long-term dynamic equilibrium correlation between them. Besides，in the long run，there exists a bidirectional gran

6、ger casual relationship and a strong sustained positive mutual response between them，whats more，the role of this mutual response remains more prominent and stable，this means taking the advantage of development of urbanization to promote the growth of farmers income，we should adopt long-term policies

7、 rather than short-term ones，institute and actualize“the growth of farmers income first”development strategy of urbanization.Key words: urbanization；the growth of farmers income；co-integration analysis；granger causality testing；impulse response function；variance decomposition1.问题的提出“三农”（农村、农业和农民）问题是

8、近百年来中国革命、改革和现代化建设的基本理论与实践问题，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发展中最为突出、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”计划强调指出：“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

9、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”。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若干政策的意见，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“基础地位

10、”，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若干政策的意见，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

11、乡统筹发展论、结构调整论、就业优先论、农村基础设施投资论、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，城镇化发展滞后，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，特别是沿海发达地区农村的实践表明，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发展滞后而被阻。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

12、业转移到非农产业和城镇，加速推进城镇化进程。而非农产业的发展和城镇就业机会的增加，在很大程度上又依赖着9亿农民购买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表明，城镇化的发展和推进对农村人口和农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，城镇化发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，发展农村经济，增加农民收入，逐步扭转工农差别、城乡差别和地区差别扩大的趋势，是全面建设小康社会的重大任务。完成这一伟大的历史性

13、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发展，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发展政策并未发生根本性转变。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，为我国的城镇化发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发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：第二部分是国内外经验研究的相关文献回顾；第三部分是对模型所用指标和数据的说明；第四部分对城镇化发展与农民收入增长关

14、系进行计量检验和实证分析；最后是本文的基本结论和政策含义。2.国内外经验研究的相关文献回顾城镇化发展与农业、农村经济发展、与农民收入增长是经济社会发展中的共生现象，这已被当代发展经济学的研究所证实，并有着较早的理论基础。在当代发展经济学中，关于城镇化、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。大部分发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机会，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.A. Lewis，1954）在其经典论文劳动力无限供给条件下的经济发展

15、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、社会经济发展的一般规律，其核心是“劳动力供给的无限性”。刘易斯认为，发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给保障。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，农业对经济发展的贡

16、献在于为工业部门的扩张提供所需的廉价劳动力，至于农业是否发展，在劳动力转移过程中无关紧要。鉴于此，拉尼斯和费景汉（G .RanisJ.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）。他们更关注农业发展、农民收入增长在农村劳动力向城镇流动过程中的作用，并将城镇化和工农业发展联系起来，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、城乡居民应平衡发展；（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. Todaro，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

17、距，差距越大，流入城镇的人口越多。托达罗认为：促使人口流动的基本力量是比较收益与成本的理性的经济考虑，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。托达罗模型表明，农村劳动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。农业和农村经济发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。著名经济学家D.W.乔根森（D.W. Jorgenson

18、，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，农业发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，依靠增加非农就业机会增加农民收入一直是发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，非农就业机会

19、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。虽然后来的经济发展实践表明，在农业中也存着许多增加实际产出和收入的机会，但迄今为止，对于发展中国家创造就业机会的问题，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机会的增加上。在我国，近年来农村剩余劳动力问题凸现，农民收入增长缓慢，城镇化发展严重滞后，关于“三农”问题、城镇化发展问题的研究成为热点和焦点，研究的深度和广度呈不断发展之势，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

20、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，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发展严重滞后（许经勇，2001；李文，2001；张文华，2003；李剑阁

21、，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，第三产业发展缓慢。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，充分肯定了城镇化发展对于中国农村现代化、解决“三农”问题的积极意义，特别肯定了城镇化发展对于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

22、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、农村发展的基本经验。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、可持续的办法是减少农业人口，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”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，减少农民的办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给。马晓河（20

23、03）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

24、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。还有学者对城镇化发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发展具有较高的依存系数（为60），要在2010年得到达到城乡人口1:1，则今后10年农村居民人均纯收入年均增长须达1013之间

25、。综括上述国内外已有的研究成果，有很多值得参考与借鉴，但也存在不足，数字化特征和理论性较强的定性研究较多，对城镇化发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发展与农民收入增长之间关系的表现特征、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；最后在建立模型的基础上，运用脉

26、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。3.指标选取与数据说明在城镇化发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。城镇化发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

27、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部分人口，它们占全国人口的比重即为我国人口城镇化水平。有的学者则认为，城镇既然是非农业活动集中的场所，则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衡量城镇化水平，虽然该指标在统计上有一定的不足和缺陷，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

28、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19781979198019811982198319841985198619871988198919901991199219931994199519961997199819992000200120022003133.6157.06176.97201.81239.45270.57301.61310.38312.08317.50315.52295.72330.43331.593

29、48.14361.55393.62443.05509.82548.87582.91614.31635.84673.04713.43756.274.89495.05665.17605.30735.47835.60055.70915.73785.74325.76055.75425.68945.80045.80395.85265.89045.97546.09376.23416.30796.36806.42056.45496.51186.57016.62842.88592.94232.96483.00373.05073.07363.13593.16593.19953.23163.25083.26613

30、.27373.29363.31273.33183.35033.36873.41713.46293.50713.54903.58963.62863.66593.70130.18160.17740.15510.18980.13710.13700.11250.06380.08760.16370.09880.13190.03200.10110.16170.28140.25630.19950.08170.03380.02210.01930.04890.04510.05750.05640.02240.03890.04700.02290.06230.03000.03360.03210.01920.01540

31、.00760.01990.01910.01910.01840.01840.04840.04580.04410.04200.04060.03900.03720.03540.04240.01200.03970.04890.01360.08000.02320.01180.02350.05850.17580.10750.04520.01090.04710.03330.02210.06660.01360.00770.01800.02240.00143.71580.03400.01650.00810.02410.03940.03230.00360.00150.01290.00380.00780.01230

32、.00081.32620.00071.16880.03000.00250.00170.00220.00140.00160.00170.00184.城镇化发展与农民收入增长：基于中国数据的计量经济分析4.1城镇化发展与农民收入增长关系的协整分析4.1.1研究方法a.单位根检验。若时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，则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

33、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，若其中，为一稳定过程，且，则称该过程为单位根过程（Unit Root Process）。若，其中，独立同分布，且，即，则称为一随机游动（Random Walk）过程。若单位根过程经过一阶差分成为平稳过程，即，则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达到平稳，则称其为阶单整序列，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（Augmented DickeyFuller）

34、检验法。检验是在检验基础上扩展而来的。D.A.Dickey和W.A.Fuller首先在1979年提出在考虑一阶自回归基础上的检验，其表达式见（1）式：（1）1981年，他们考虑到更一般的情形，又在检验的基础上进行了扩展，提出了为校正误差项的高阶序列自相关而在上述（1）式中加上的若干期滞后差分项，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，呈无规则上升、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

35、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，是服从独立同分布的白噪声过程；为最佳滞后期数，这个滞后期数保证误差项的平稳性（白噪音）。在实际中，回归的最佳滞后期数是不知道的。本文采用Engle和Yoo（1987）提出的最小信息准则来决定最佳滞后期数，该准则的定义如下：（5）（5）式中，是对数似然值，是观测值数目，是被估计的参数个数。准则要求其取值越小越好，因此，使最小的值便是最佳滞后期数。D.A.Dickey和W.A.Fuller采用普通最小

36、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： （6）（6）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MacKinnon（1991）临界值来进行判断。如果检验统计值大于临界值则接受零假设，而拒绝备择假设，则说明序列存在单位根，是非平稳序列；反之则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，则称此序列是。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，则这种组合反映了变量之间长期稳定的

37、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（Davison，Hendry，Srba和Yeo），在1980年代中后期被Granger（1983）、Engle和Granger（1987）所明确发展起来。协整分析是在时间序列的向量自回归分析的基础上发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基础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，。则称序列是阶协整，记为，为协整向量。一般情况下,协整检

38、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，则模型残差估计值为： （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。若检验结果表明是序列，即，则说明是平稳序列，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，则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

39、了建立短期的动态模型以弥补长期静态模型的不足，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（：Autoregressive Distributed Lag）：（9）假定变量间都具有平稳性，随机误差项不存在自相关和异方差，则对（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，则（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

40、时，为正，则为负，使减少，反之亦然，这体现了均衡误差对的控制。4.1.2检验结果与实证分析a.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，采用准则确定最佳滞后阶数，差分序列的检验类型按相应原则确定。表3 和单位根的检验表变量检验类型（C，T，K）检验值各显著性水平下的临界值检验结果15%10（C，T，1）2.39484.39423.61183.2418不平稳（C，T，2）2.46264.41673.62193.2474不平稳（C，T，2）3.44814.44153.63303.2535不平稳（C，T，3）2.18744.46913.64

41、543.2602不平稳（0，0，1）3.89692.67561.95741.6238平稳（0，0，1）5.22242.67561.95741.6238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ADF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

42、平稳的。检验方程及其检验效力见以下方程： （12） （2.4722）（0.2370）（2.3948） （2.9553），。 （2.5013）（2.4987）（2.4626） （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

43、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ADF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。检验方程及其检验效力见以下方程： （2.7290）（1.4624）（3.4481） （1.8157） （2.2563） （14），。 （1.1826）（0.6736）（2.1874） （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

44、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，呈无规则上升、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ADF检验统计量均小于显著性水平0.01、0.05、0.1时的临界值，这表明至少可以在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

45、，检验效力较强，效果较显著。综上，单位根检验结果表明，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发展与农民收入增长之间是否存在长期的均衡关系，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） （2.9424）（26.0678），调整的，计算OLS估计的残差，得到序列：（20）第二步：检验上

46、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。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，这表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AICDW检验结果 （0，0，1）2.695712.66493.35762.538051.9559101.6231根据EngelGra

47、nger两步法原理，上述协整回归方程不仅揭示了城镇化发展对农民收入的影响度，且表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Granger定理，一组具有协整关系的变量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） （5.6512）（1.7553） （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

48、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，说明城镇化发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。4.2城镇化发展与农民收入增长关系的格兰杰因果关系检验4.2.1检验方法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。Granger（196

49、9）和Sims（1972）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。Granger和Sims提出的因果关系检验法的基本思想如下：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，则称是的格兰杰原因（记为“”）；，否则，称为非格兰杰原因（记为“”）。 同时，Granger（1988）指出，如果变量之间是协整的，则至少存在一个方向上的Granger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”，对下列两个模型进行估计：无限制条件

50、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，则拒绝“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，则拒绝，认为“是引起变化的原因”。否则，则接受，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）

51、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。4.2.2检验结果根据上述协整检验结果，城镇化发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，即对于城镇化发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）城镇化发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发展；（3）城镇化发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发展，两者互为因果关系；（4）城镇化发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Granger因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，本文

52、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。城镇化发展与农民收入增长之间的Granger因果关系的检验结果见表5。表5 城镇化发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10.12940.7225接受4.60130.0432拒绝20.88630.4285接受9.04150.0017拒绝32.66720.0829接受7.50360.0024拒绝43.68640.0323拒绝16.67284.9000接受53.81930.0340拒绝12.89550.0004拒绝注：表示“ does not Granger C

53、ause ”； 值代表“ does not Granger Cause ”，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，城镇化发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发展。但在一定的滞后期数上，城镇化的发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发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发展对促