農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移和經(jīng)濟增長之間的協(xié)整分析

摘 要： 運用時間序列經(jīng)濟計量方法對1979-2005年我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移在實際經(jīng)濟增長中的作用進行實證分析，結(jié)果證明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與實際經(jīng)濟增長之間互為格蘭杰因果關(guān)系，并在長期內(nèi)穩(wěn)定地存在著協(xié)同互動的均衡關(guān)系，實證結(jié)果肯定了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移在我國實際經(jīng)濟增長中的貢獻，并檢驗了國外勞動力轉(zhuǎn)移理論.

關(guān)鍵詞：農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移;協(xié)整檢驗;格蘭杰因果檢驗；經(jīng)濟增長

中圖分類號：F240文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1009－9107（2008）04－0027－03

一、分析方法

傳統(tǒng)的經(jīng)濟計量方法直接運用變量的水平值研究經(jīng)濟現(xiàn)象之間的均衡關(guān)系容易導(dǎo)致謬誤結(jié)論，對數(shù)據(jù)進行差分變換后進行回歸卻可能丟失長期信息。而近年來發(fā)展起來的處理平穩(wěn)數(shù)據(jù)的方法——協(xié)整檢驗可用于經(jīng)濟時間序列變量水平數(shù)據(jù)是否存在長期均衡關(guān)系，格蘭杰因果檢驗則可用于確定經(jīng)濟時間序列變量之間是否存在因果關(guān)系，二者均要求經(jīng)濟時間序列變量具有平穩(wěn)特征。［1］因此在實證檢驗和建模之前首先檢驗經(jīng)濟時間序列變量的平穩(wěn)性。

1.經(jīng)濟時間序列變量的平穩(wěn)性檢驗。

在協(xié)整檢驗之前，首先使用單位根檢驗每個變量的平穩(wěn)性。我們應(yīng)用ＡＤＦ方法檢驗各變量的單位根，即對變量ｙ進行如下回歸:

Δｙｔ=α0+α1ｔ+α2ｙｔ-1+∑ｋｊ=1βｊΔｙｔ-ｊ+ｕｔ(1)

假設(shè):Ｈ0∶α2=0;Ｈ1∶α2<0。如果接受Ｈ0(拒絕Ｈ1)，則說明序列ｙｔ存在單位根，因而是非平穩(wěn)的;否則ｙｔ是平穩(wěn)的。方程(1)中加入滯后項是為了使回歸殘差為白噪聲。對于非平穩(wěn)變量，還需要檢驗其一階差分的平穩(wěn)性。如果變量的一階差分是平穩(wěn)的，則稱此變量為一階單整，即為Ｉ(1)的。如果變量經(jīng)過ｄ次差分后平穩(wěn)，則稱此變量為ｄ階單整，即為Ｉ(ｄ)序列。所有變量都具有相同的單整階數(shù)是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件。

2.協(xié)整（co-integration）分析。

協(xié)整關(guān)系指的是盡管就單個時間序列而言是非平穩(wěn)的，但是兩個或兩個以上時間序列的組合卻是平穩(wěn)的。［2］最早給出協(xié)整定義的是Granger (1981)和Engle (1987)。其ｄ階協(xié)整定義如下:

對于時間序列Ｘｔ和Ｙｔ是協(xié)整的，則它們滿足如下兩個條件:(1)Ｘｔ和Ｙｔ是同階整形過程Ｉ(ｄ)的;(2)存在一非零向量α，使Ｙｔ-αＸｔ=μｔ，其中μｔ是白噪聲。

關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗，方法很多，主要有Engle-Granger兩步法、Johansen完全信息極大似然法、Mackinnon法、頻域非參數(shù)譜回歸法和Bays法。對于單方程常用的是Engle-Granger兩步法。協(xié)整的意義在于它揭示了一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，滿足協(xié)整的經(jīng)濟變量之間不會相互分離太遠，一次沖擊只能使它們短時間內(nèi)偏離均衡位置，在長期中會自動回復(fù)到均衡位置。Engle和Granger建議使用兩階段回歸法解決時間序列的非平穩(wěn)性。由于此方法易于計算，因而早期被廣泛采用，但其缺點是在小樣本下，參數(shù)估計的誤差較大，并且當(dāng)變量超過兩個以上時，變量間可能存在多個協(xié)整關(guān)系，此方法無法找到所有可能的協(xié)整向量，其分析結(jié)果不易解釋。Johansen針對上述問題提出極大似然估計法(MLE)，Johansen檢驗優(yōu)于Engle和Granger的方法。因此本文將以Johansen和MLE估計方法進行協(xié)整檢驗。

3. 格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗。

協(xié)整關(guān)系是一種長期均衡穩(wěn)定關(guān)系，但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系， Granger (1969)和Sims (1972)提出了兩變量單方程線形因果關(guān)系的數(shù)學(xué)模型:

無限制回歸模型:

其中ＲＳＳＲ是限制性回歸方程估計的殘差平方和;ＲＳＳＵ是非限制性方程估計的殘差平方和;ｐ，ｑ分別為ｙ和ｘ的滯后階數(shù)，可以根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(ＡＩＣ)來確定;Ｔ為樣本容量。在給定的顯著性水平ａ下，當(dāng)計算的統(tǒng)計量Ｆ>Ｆ(或相應(yīng)的概率ｐ<ａ)時，拒絕原假設(shè)，則ｘ是ｙ的Granger原因。

Granger (1988)指出:如果變量之間是協(xié)整的，那么至少存在一個方向上的Granger原因;在非協(xié)整情況下，任何原因的推斷將是無效的。

二、變量選擇和樣本數(shù)據(jù)說明

本文選擇農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量（lm）和經(jīng)濟總量（GDP）作為所分析變量是基于目前農(nóng)村勞動力大規(guī)模的進城務(wù)工（非農(nóng)化）和我國經(jīng)濟持續(xù)高速增長的背景。主要是運用國外的勞動力轉(zhuǎn)移理論來分析二者是否存在長期和均衡的關(guān)系。

本文樣本數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒》(2006年)，樣本區(qū)間為1979-2005年。［3］

三、實證結(jié)果

1.檢驗變量序列的平穩(wěn)性。采用Dickey-Fuller的ＡＤＦ檢驗方法，對表1中的GDP、lm及一階差分△GDP、△lm進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果見表1。

由表1可知雖然時間序列變量GDP和lm是非平穩(wěn)的，但其一階差分變量△GDP和△lm是平穩(wěn)序列。由此可知GDP和lm均為一階單整序列。

2.協(xié)整檢驗。

運用Johansen協(xié)整檢驗法對1979-2005年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值和勞力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)的協(xié)整關(guān)系進行檢驗，檢驗結(jié)果見表2。

由表2可知：在5%的顯著水平下，似然比統(tǒng)計量為16.71708，而5%的臨界值值為15.41，16.71708＞15.41，表明原假設(shè)不成立，即存在協(xié)整關(guān)系。從第二行可以看出，似然比統(tǒng)計量為2.120190，而5%的臨界值值為3.76，2.120190＜3.76，表明原假設(shè)成立，即至少有一個協(xié)整關(guān)系。所以說，在5%的顯著水平下，GDP和lm存在協(xié)整關(guān)系，且至少存在一個協(xié)整關(guān)系。而在1%的顯著水平下，上述結(jié)論也成立。

我們可以寫出GDP和lm的長期均衡方程為：

GDP=-79502.94+ 3.455091lm

從上面的方程可知在長期我國勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)可以引起我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的很大變化，1單位我國勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移數(shù)的變動，可以引起3.455091單位的國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化。

3.因果關(guān)系檢驗。

估計我國GDP和勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)lm 之間的Granger因果關(guān)系有下面四種檢驗結(jié)果:(1)勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)的增長顯著地影響GDP的增長;(2)ＧＤＰ的增長顯著地影響勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)的增長;(3) 勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)的增長顯著地影響GDP的增長， GDP的增長顯著地影響勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)的發(fā)展，二者互為因果關(guān)系;(4)勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)的增長和GDP的增長互不影響，二者之間無因果關(guān)系。對“勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)的增長是否顯著地影響ＧＤＰ的增長”，檢驗結(jié)果如表3。

由表3可以看出：GDP不是勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)的原因的概率為0.06493%，在5%的顯著水平下，原假設(shè)成立，即ＧＤＰ的增長不顯著地影響勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)的增長。而在10%的顯著水平下，原假設(shè)不成立，即ＧＤＰ的增長顯著地影響勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)的增長。由于一般情況下，我們認為ＧＤＰ可以促進勞動力轉(zhuǎn)移總數(shù)的增長，所以我們得出結(jié)論：ＧＤＰ的增長可以促進勞動力轉(zhuǎn)移總數(shù)的增長，但不是非常明顯。對于另外一個原假設(shè)：勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)不是GDP增長的原因，它成立的概率為20.158%。在5%和10%的顯著水平下，它成立，即勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)不是GDP增長的原因，勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)的發(fā)展不可以顯著的促進GDP的增長，這可能主要是因為我國在戶籍制度等制度建設(shè)落后于經(jīng)濟發(fā)展造成的。

四、結(jié)論

伴隨著經(jīng)濟的增長，國家范圍內(nèi)的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和市場結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，這主要是農(nóng)業(yè)及有關(guān)產(chǎn)業(yè)部門份額下降，制造業(yè)、服務(wù)業(yè)和公共事業(yè)所占比例上升，這就是勞動力的行業(yè)、階層和職業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生顯著而劇烈的變動，這種空間流動和職業(yè)變動反映了勞動力通過自身調(diào)整來適應(yīng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在經(jīng)濟增長中的變動。這在上文的的因果分析中已經(jīng)得到證明，在我國的市場化和工業(yè)化進程中，由農(nóng)業(yè)化社會向工業(yè)化轉(zhuǎn)變，必然會發(fā)生農(nóng)業(yè)勞動力的非農(nóng)化轉(zhuǎn)移，這在國外的發(fā)展實踐中已經(jīng)得到證明。［4］

至于勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)不是GDP增長的原因的實證結(jié)果，從理論上講，勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移總數(shù)可以促進GDP增長。出現(xiàn)這種結(jié)果的偏差可能是我國自1978年改革開放以后，一直處于轉(zhuǎn)軌時期，處在市場化進程中——即市場不健全的一種背景。［5］其次是我國的戶籍管理制度，自1978年來，發(fā)生過很大變動，使農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移和經(jīng)濟增長不同步，因此在數(shù)據(jù)的模擬中會出現(xiàn)較大的偏差。伴隨著我國的改革實踐，數(shù)據(jù)的進一步獲得，這種情況可能會有所改觀。

從上述分析中，可以得出要想使農(nóng)村勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移和經(jīng)濟增長大大和諧，很重要的一點就是繼續(xù)培育市場，加速市場化進程，同時加大力度進行制度建設(shè)，使制度完善不要落后于市場化進程。此外還有一個重要的方面是民主化進程，這會對經(jīng)濟增長和勞動力轉(zhuǎn)移發(fā)生的意識形態(tài)的，思想的變化相適應(yīng)，對構(gòu)建和諧社會和城鄉(xiāng)全面發(fā)展有重要意義。

參考文獻：

［1］ 劉印旭，張世英. 基于門限協(xié)整系統(tǒng)的預(yù)測方法研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究， 2005(8) :26-27.

［2］ 國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒［M］.北京:中國統(tǒng)計出版社，2006.

［3］ 譚崇臺.發(fā)展經(jīng)濟學(xué)［M］.北京:人民出版社，1985.

［4］ 李玲.改革開放以來中國國內(nèi)人口遷移及其研究［J］.地理研究，2001（9）:21-22.