中部地區(qū)城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與農(nóng)民收入增長的實證分析

郭慶然

（河南科技學院 經(jīng)濟與管理學院，河南 新鄉(xiāng) 453003）

0 引言

在黨的富民政策和強農(nóng)方針的指引下，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件不斷改善，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平也逐步得到加強，這無疑加快了中部農(nóng)村地區(qū)由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)邁進的步伐。伴隨著中部地區(qū)城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提高，農(nóng)村經(jīng)濟取得了飛速發(fā)展，農(nóng)民收入迅速提高，從理論上講，城鎮(zhèn)化水平提高必然會帶動農(nóng)產(chǎn)品需求，為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化提供動力，進而會提高農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率、增加農(nóng)民收入。本文通過選取中部地區(qū)1978～2010年的樣本數(shù)據(jù)，對中部地區(qū)城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與農(nóng)民收入增長之間的互動關(guān)系進行實證分析。

1 模型構(gòu)建

1.1 變量選取與指標說明

為考察中部地區(qū)城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)民收入增長之間的互動關(guān)系，本文選取中部地區(qū)城鎮(zhèn)人口占中部地區(qū)總?cè)丝诘谋戎刈鳛楹饬课覈胁康貐^(qū)城鎮(zhèn)化水平的指標，以URB表示；選取中部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員人均農(nóng)用機械總動力作為衡量我國中部地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的指標，以AGM表示；選取中部地區(qū)農(nóng)民人均純收入作為衡量我國中部地區(qū)農(nóng)民收入增長的指標，以FIG表示。文中所有數(shù)據(jù)均來源于中部六省歷年統(tǒng)計年鑒和《中國統(tǒng)計年鑒》。由于統(tǒng)計年鑒中中部六省的農(nóng)民人均純收入數(shù)據(jù)以現(xiàn)價表示，為得到統(tǒng)一的中部地區(qū)農(nóng)民人均純收入，本文將中部六省農(nóng)民人均純收入數(shù)據(jù)以1978年為基礎(chǔ)分別利用農(nóng)民人均純收入指數(shù)進行了處理、合并。為消除可能存在的異方差，分別對變量URB、AGM和FIG取自然對數(shù)，記為LnURB、LnAMG和LnFIG，相應(yīng)的差分序列記為DL-nURB、DLnAMG和DLnFIG，可以把他們近似看作序列URB、AGM和FIG的增長率，可以表示其波動狀況。本文采用的計量經(jīng)濟分析軟件為Eviews7.0。

1.2 變量平穩(wěn)性檢驗

由于時間序列可能存在虛假回歸問題，所以在進行動態(tài)回歸模型擬合前必須先檢驗各序列的平穩(wěn)性。VAR模型中的所有變量都必須具有平穩(wěn)性，否則這些變量之間必須具有協(xié)整關(guān)系。因此，在建立VAR模型前需要對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗?；诖?，這里采用ADF檢驗法對各序列的平穩(wěn)性進行檢驗，檢驗結(jié)果見表1。表1中的結(jié)果顯示，變量LnURB、LnAMG和LnFIG都是非平穩(wěn)的，而一階差分序列DLnURB、DLnAMG和DLnFIG均滿足平穩(wěn)性條件。序列LnURB、LnAMG和LnFIG均為1階單整，即I（1）。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗

1.3 Granger因果關(guān)系檢驗

盡管某些經(jīng)濟變量在模型構(gòu)建上呈現(xiàn)出顯著相關(guān)性，但其相關(guān)未必具有經(jīng)濟學意義。因而，在構(gòu)建模型之前有必要對其進行Granger因果關(guān)系檢驗。在進行Granger因果關(guān)系檢驗時，通常對不同的滯后長度分別進行試驗，以確信因果關(guān)系檢驗中的隨機誤差不存在序列相關(guān)性來選取適當?shù)臏箝L度。通過對DLnURB、DLnAMG和DLn-FIG的Granger因果檢驗發(fā)現(xiàn)，當選擇滯后期為10時，檢驗?zāi)Ｐ筒淮嬖谛蛄邢嚓P(guān)性而且也擁有較小的AIC值。因此，滯后期最終確定為10（見表2）。表2結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，DLnURB是DLnAGM的格蘭杰原因，而DL-nAGM不是DLnURB的格蘭杰原因；DLnAGM是DLnFIG的格蘭杰原因，而DLnFIG不是DLnAGM的格蘭杰原因；DLnFIG是DLnURB的格蘭杰原因，而DLnURB不是DLn-FIG的格蘭杰原因。從而，說明了城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與農(nóng)民收入增長、農(nóng)民收入增長與城鎮(zhèn)化之間存在單向格蘭杰因果關(guān)系。

表2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

1.4 VAR模型的構(gòu)建

在ADF檢驗的基礎(chǔ)上，構(gòu)建以變量DLnURB、DL-nAMG和DLnFIG為因變量，并以這些變量的滯后值為自變量的VAR模型。對模型滯后期選擇，主要以AIC、SC信息量取值最小的準則為主，同時參考LogL、LR、FPE、HQ等信息量，經(jīng)過綜合評價，這里將VAR模型的滯后階數(shù)確定為1（見表3），即建立VAR（1）。

表3 VAR模型滯后長度選擇結(jié)果

VAR模型的滯后階數(shù)確定后，這里對變量DLnURB、DLnAMG和DLnFIG之間建立VAR（1）模型。VAR（1）模型估計向量的矩陣形式如下：

只有平穩(wěn)的VAR模型才是有意義的，因此必須對VAR模型的穩(wěn)定性進行檢驗。如圖1所示。通過對單位圓曲線以及VAR模型的全部特征根的倒數(shù)值的位置圖進行研究發(fā)現(xiàn)，VAR（1）模型的全部特征根的倒數(shù)值均在單位圓之內(nèi)（見圖1），這表明所構(gòu)建的VAR（1）模型中特征根的倒數(shù)值全部小于1，是一個平穩(wěn)系統(tǒng)，可以對該VAR（1）模型進行Granger因果檢驗、脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析。

圖1 VAR模型平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

2 脈沖響應(yīng)與方差分解

盡管在式（1）中已經(jīng)對VAR模型進行了估計，但對模型中單個參數(shù)估計值的解釋是很困難的。要想對一個VAR模型作出結(jié)論，必須觀察系統(tǒng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解。

2.1 脈沖響應(yīng)分析

在分析VAR模型時，往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析一個變量受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響。脈沖響應(yīng)描述了內(nèi)生變量對誤差變化大小的響應(yīng)，即用于衡量來自于隨機干擾項的一個正標準差新息大小的沖擊對內(nèi)生變量當期值和未來值的影響。圖2-4為所有變量對來自自身和其他內(nèi)生變量沖擊的響應(yīng)曲線，各坐標系的橫軸、縱軸分別代表追蹤期數(shù)和因變量對自變量的響應(yīng)大小。

圖2 城鎮(zhèn)化發(fā)展對各變量單位沖擊的響應(yīng)曲線

圖2為城鎮(zhèn)化對各變量沖擊的響應(yīng)曲線。城鎮(zhèn)化對來自于自身一個標準差新息沖擊后，城鎮(zhèn)化在第1期響應(yīng)最為明顯，達到0.039，然后迅速下降并逐步向穩(wěn)定狀態(tài)收斂。這表明城鎮(zhèn)化對來自于自身滯后期影響的促進作用較大，且這一沖擊具有較長的持續(xù)效應(yīng)；城鎮(zhèn)化對來自于農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化新息的一個標準差信息沖擊后，城鎮(zhèn)化在第1期沒有響應(yīng)，在第2-3期影響為正向，以后各期對城鎮(zhèn)化的影響在波動中趨于收斂。這表明農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化受外部條件的某一沖擊后，在短期內(nèi)會給城鎮(zhèn)化帶來正向沖擊，但對城鎮(zhèn)化沖擊的幅度較??；城鎮(zhèn)化對來自于農(nóng)民收入增長的一個標準差信息沖擊后，在第1期沒有響應(yīng)，盡管在第2期響應(yīng)最為明顯，也僅為0.001，以后各期對城鎮(zhèn)化的影響緩慢下降并呈現(xiàn)向穩(wěn)定效應(yīng)收斂的跡象。這表明農(nóng)民收入增長受某一沖擊會給城鎮(zhèn)化帶來顯著的促進作用和較長的持續(xù)效應(yīng)。

圖3 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對各變量單位沖擊的響應(yīng)曲線

圖3為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對各變量沖擊的響應(yīng)曲線。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對來自于自身一個標準差新息沖擊后，在第1期響應(yīng)最為明顯，達到0.029。從第4期開始對自身帶來持續(xù)的負面影響并逐漸收斂。這表明農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化在短期內(nèi)對來自于自身前期影響的促進作用明顯，但長期內(nèi)具有較長的負向效應(yīng)；農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對來自于城鎮(zhèn)化新息的一個正標準差信息沖擊后，在第1期響應(yīng)為-0.002，從第2期開始均為正向影響，并在第3期達到最大，達到0.009，以后各期響應(yīng)越來越小，并呈現(xiàn)收斂的趨勢。這表明城鎮(zhèn)化受外部條件的某一沖擊后，會在第一時間給農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化帶來負向沖擊，然后會迅速轉(zhuǎn)化為持續(xù)的正向響應(yīng)；農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化受來自于農(nóng)民收入增長的一個標準差信息沖擊后，在第1期沒有任何響應(yīng)，但在第2期響應(yīng)明顯，迅速增加到0.008，以后各期對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的影響逐步下降并逐步收斂。這表明農(nóng)民收入增長受某一沖擊會給農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化帶來顯著的促進作用和較長的持續(xù)效應(yīng)。

圖4 農(nóng)民收入增長對各變量單位沖擊的響應(yīng)曲線

圖4為農(nóng)民收入增長對各變量沖擊的響應(yīng)曲線。農(nóng)民收入增長對來自于自身的一個標準差新息沖擊后，在第1-2期對自身帶來正的響應(yīng)，且在第1期響應(yīng)最為明顯，達到0.079。以后各期出現(xiàn)小幅度正負波動并最終在增長中向穩(wěn)態(tài)收斂。這說明農(nóng)民收入增長在短期內(nèi)受來自于自身前期影響的促進作用較大，并長期內(nèi)仍然具有正向效應(yīng)；農(nóng)民收入增長對來自于城鎮(zhèn)化的一個標準差信息沖擊后，在第2期響應(yīng)最為明顯，達到0.018，以后各期影響越來越小，并向穩(wěn)定效應(yīng)收斂。這表明城鎮(zhèn)化受外部條件的某一沖擊后，會給農(nóng)民收入增長帶來明顯的正向沖擊和較長的持續(xù)效應(yīng)；農(nóng)民收入增長對來自于農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的一個標準差信息沖擊后，在第1期響應(yīng)最為明顯，達到0.008，以后各期在正負波動中最終由負向效應(yīng)向穩(wěn)態(tài)收斂。這表明農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化受某一沖擊會在第一時間內(nèi)給農(nóng)民收入增長帶來顯著的正向效應(yīng)，但長期內(nèi)會給農(nóng)民收入增長帶來負向沖擊和較長的持續(xù)效應(yīng)。

2.2 方差分解分析

脈沖響應(yīng)AR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊對其它內(nèi)生變量所帶來的影響，但無法判斷每一個內(nèi)生變量對其它內(nèi)生變量變化的貢獻度。方差分解通過分析內(nèi)生變量的沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，以此評估不同內(nèi)生變量沖擊的重要性。正是基于這一思路，這里采用預(yù)測方差分解的方法考察了VAR模型中變量變動時其余變量的貢獻度。方差分解的順序為DLnURB、DLnAMG和DLnFIG，結(jié)果見表4～6。

表4 DLnURB的方差分解表

由于DLnURB是模型出現(xiàn)的第一個內(nèi)生變量，第一期預(yù)測誤差全部來自于該方程的信息，為100%。從表4可以看出，城鎮(zhèn)化對自身預(yù)測誤差的貢獻率占絕對優(yōu)勢，各期均在99%以上。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、農(nóng)民收入增長在第1期對城鎮(zhèn)預(yù)測誤差沒有貢獻，但從第2期開始對城鎮(zhèn)化預(yù)測誤差的貢獻率逐漸增大，但占全部預(yù)測誤差的比重極小，而且相對平穩(wěn)，未表現(xiàn)出明顯的時間趨勢，在第10期分別為0.004%和0.057%。顯然，如果不考慮城鎮(zhèn)化對自身預(yù)測誤差的貢獻，那么農(nóng)民收入增長對城鎮(zhèn)化預(yù)測誤差的貢獻始終大于農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的貢獻。

表5 DLnAGM的方差分解表

從表5可以看出，城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化預(yù)測誤差的貢獻率在第1期為0.45%，從第2期開始迅速變大，到第5期方差分解結(jié)果基本穩(wěn)定，接近于17%。對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化變化貢獻率最大的是其自身的變化，但其貢獻率呈現(xiàn)逐年遞減的趨勢。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對自身預(yù)測誤差的貢獻率在第1期為99.55%，但從第2期開始就迅速變小，到第5期已基本穩(wěn)定，仍超過76%。農(nóng)民收入增長對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化預(yù)測誤差的貢獻率在第1期為0，在第2期迅速增加到6.60%，第3期達到峰值為7.38%，隨后這一貢獻率保持穩(wěn)定并緩慢下降，但均維持在7%。顯然，無論長、短期城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化預(yù)測誤差的貢獻都大于農(nóng)民收入增長的貢獻。

從表6可以看出，農(nóng)民收入增長對自身預(yù)測誤差的貢獻率在第1期高達94.23%，之后隨著滯后期的增加，預(yù)測誤差的貢獻率逐步減小，到第4期方差分解結(jié)果趨于穩(wěn)定，幾乎接近農(nóng)民收入增長預(yù)測誤差的3/4。城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入增長預(yù)測誤差的貢獻率在第1期為4.80%，隨著滯后期變長，預(yù)測誤差的貢獻率變大，到第4期幾乎占農(nóng)民收入增長預(yù)測誤差的1/4。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化在第1期對農(nóng)民收入增長影響很小，不到1%。但隨著滯后期變長，預(yù)測誤差的貢獻率逐步增加，到第4期趨于穩(wěn)定，達到2.48%。顯然，無論長、短期城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入增長預(yù)測誤差的貢獻都大于農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的貢獻。

表6 DLnFIG的方差分解表

3 結(jié)論

本文選取中部地區(qū)1978～2010年的樣本數(shù)據(jù)，從VAR模型構(gòu)建到格蘭杰因果檢驗，再到脈沖響應(yīng)和方差分解分析等實證研究，主要得出以下結(jié)論：第一，中部地區(qū)城鎮(zhèn)化是中部地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的格蘭杰原因，中部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平提高對中部地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有明顯的正向沖擊和較長的持續(xù)效應(yīng)；中部地區(qū)城鎮(zhèn)化不是中部地區(qū)農(nóng)民收入增長的格蘭杰原因，但中部地區(qū)城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入增長在短期會產(chǎn)生正向影響，長期影響會更大。第二，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是中部地區(qū)農(nóng)民收入增長的格蘭杰原因，但中部地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化不是中部地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展的格蘭杰原因，且中部地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對中部地區(qū)城鎮(zhèn)化的影響逐期變大。第三，中部地區(qū)農(nóng)民收入增長是中部地區(qū)城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因，而中部地區(qū)農(nóng)民收入增長不是中部地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的格蘭杰原因。中部地區(qū)農(nóng)民收入增長對中部地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的影響相對較小，以后各期卻不斷增大，農(nóng)民收入增長對城鎮(zhèn)化的作用也呈現(xiàn)逐期增大趨勢。

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