基于VEC模型的我國農(nóng)村剩余勞動力轉移與工業(yè)化發(fā)展的關系研究

滕小芳　葛玉輝　劉喜懷

摘要：文章對1980～2011年我國農(nóng)村剩余勞動力轉移和工業(yè)化發(fā)展的有關數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，協(xié)整檢驗，驗證了二者之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系并給出了協(xié)整方程。同時構建了向量誤差修正模型，結果表明：在長期內(nèi)，我國農(nóng)村剩余勞動力轉移和工業(yè)化發(fā)展互為格蘭杰因果關系；在短期內(nèi)，我國農(nóng)村剩余勞動力轉移和工業(yè)化發(fā)展也互為格蘭杰因果關系。

關鍵詞：向量誤差修正（VEC）；農(nóng)村剩余勞動力；工業(yè)化；Granger因果關系

農(nóng)村剩余勞動力是指在特定農(nóng)業(yè)資源和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術水平條件下，農(nóng)村勞動力中無法實現(xiàn)與勞動條件有效結合的那部分勞動力。在中國，農(nóng)村剩余勞動力主要是指那些不能獲得足以糊口的收益以及無法創(chuàng)造剩余產(chǎn)品的過剩勞動力。農(nóng)村剩余勞動力轉移是指農(nóng)村剩余勞動力從土地上分離出來，向非農(nóng)業(yè)勞動力轉化的勞動力資源再配置過程。農(nóng)村剩余勞動力轉移曾是西方發(fā)達國家在實現(xiàn)工業(yè)化進程中面臨的重大問題，是我國實現(xiàn)經(jīng)濟增長又好又快發(fā)展必須面對的重大課題，也是解決我國“三農(nóng)”問題的重要途徑。目前國內(nèi)外對農(nóng)村剩余勞動力轉移的研究大多是理論的定性研究，例如：劉易斯提出的“二元結構論”認為：工業(yè)部門只需付給農(nóng)村剩余勞動力比傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門略高的工資，就可以獲得無限供給的勞動力，用獲得的超額利潤以期創(chuàng)造新的資本擴張。唐納得·博格等人提出的“推力——拉力”理論認為：農(nóng)村剩余勞動力向城市轉移是由于農(nóng)村消極因素，如較低的勞動邊際產(chǎn)值、勞動報酬等；而遷移的目的地有種種積極因素，如較高的收入預期、較多的工作崗位等。國內(nèi)的學者大多是研究我國農(nóng)村剩余勞動力轉移的現(xiàn)狀、影響因素、問題以及對策方面的定性研究，只有較少學者進行定量研究。本文對1980～2011年我國農(nóng)村剩余勞動力轉移和工業(yè)化發(fā)展進行實證研究，在驗證二者之間存在協(xié)整關系并給出協(xié)整方程后，直接建立向量誤差修正（Vector Error Correction ，VEC）模型，通過VEC模型對農(nóng)村剩余勞動力轉移和工業(yè)化發(fā)展之間的關系進行研究，這樣能更全面、更系統(tǒng)地研究二者之間長期和短期的格蘭杰因果關系。這與國內(nèi)外多數(shù)學者先驗證變量之間存在協(xié)整關系后再運用Granger因果關系檢驗變量之間是否存在相互因果關系有所不同。

一、計量模型與數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型

1. 單位根檢驗（ADF檢驗）

單位根檢驗主要是對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，其實質是檢驗自回歸模型中滯后變量的顯著性，常用DF檢驗和ADF檢驗，DF檢驗只適用于一階自回歸模型，因此，常用ADF方法來檢驗時間序列的平穩(wěn)性[3]。ADF檢驗的模型如下。

模型1：Δxt=δxt-1+βiΔxt-i+εt

模型2：Δxt==c+δxt-1+βiΔxt-i+εt

模型3：Δxt==c+βt+δxt-1+βiΔxt-i+εt

檢驗時從模型3開始，然后模型2，再模型1，直到檢驗到拒絕零假設。如三個模型都不能拒絕零假設，說明時間序列是非平穩(wěn)的，可進一步檢驗時間序列的差分形式的平穩(wěn)性。若一個時間序列經(jīng)過n次差分后成為平穩(wěn)序列，則原序列為n階單整序列。

2. 協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗主要有Johansen協(xié)整檢驗和E-G檢驗。Johansen提出的協(xié)整似然比檢驗主要包括跡檢驗法和最大特征值檢驗法。Engle 和Granger在1987年提出兩步檢驗法，即E-G檢驗。首先，采用OLS法建立回歸模型：yt=α+βxt+εt，琢贊和茁贊表示回歸系數(shù)的估計值，則模型殘差估計值為著贊=yt-琢贊-茁贊xt，然后，對著贊進行平穩(wěn)性檢驗，若著贊：I（0），即著贊本身是平穩(wěn)性時間序列，ADF檢驗的結果不存在單位根，則xt和yt具有協(xié)整關系。

3. 向量誤差修正（VEC）模型

向量誤差修正模型是對各變量施加了協(xié)整約束條件的向量自回歸模型（Vector auto-regression ，VAR），只能對有協(xié)整關系的序列建立模型。在向量誤差修正模型中包含有協(xié)整關系，用協(xié)整組合的均衡誤差對模型進行修正，是一個結構化的多方程模型，能夠反映變量之間的動態(tài)變化。例如，有兩個序列變量x和y，可以建立如下的向量誤差修正模型。

Δyt=c+αiΔxt-i+βiΔyt-i+λECM+εt（1）

Δxt=c+αiΔyt-i+βiΔxt-i+λECM+εt（2）

其中Δ表示差分，ECM表示長期的均衡誤差。

在（1）式中，若αi顯著不等于0，則在短期內(nèi)解釋變量x是被解釋變量y的格蘭杰原因；若αi顯著等于0，則在短期內(nèi)x不是y的格蘭杰原因。若λ顯著不等于0，則在長期內(nèi)x是y的格蘭杰原因；若λ顯著等于0，則在長期內(nèi)x不是y的格蘭杰原因。同樣，在（2）式中可以判斷解釋變量y是否是被解釋變量x的長期和短期格蘭杰原因。

（二）數(shù)據(jù)說明

農(nóng)村剩余勞動力轉移指標，以我國農(nóng)村勞動力在外鄉(xiāng)務工的人數(shù)為指標，用NZY表示；工業(yè)化發(fā)展指標，以我國每年的工業(yè)化產(chǎn)值為指標，用GYH表示。選取1980～2011年的有關數(shù)據(jù)作為樣本進行實證研究， 所用數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》和中國統(tǒng)計公報。為了消除異方差的影響，對和取自然對數(shù)， 分別記為和。

二、實證研究

（一）單位根檢驗

本文采用ADF檢驗對我國1980～2011年和的平穩(wěn)性進行單位根檢驗，結果見表1。

表1表明，和兩個序列的ADF值分別為-2.556和-0.807，均大于顯著水平為5%的臨界值，說明和均為非平穩(wěn)時間序列；但一階差分后兩個時間序列的ADF值分別為-6.557和-4.821，均小于顯著水平是1%的臨界值，說明和為同階單整序列，因此，兩者之間可能存在協(xié)整關系。

（二）協(xié)整檢驗

1. Johansen協(xié)整檢驗

由單位根檢驗可知，和都是序列，滿足協(xié)整檢驗的條件。Johansen協(xié)整檢驗見表2。

由表2很明顯可以看出：無論是跡檢驗法還是最大特征值檢驗法都說明和之間在5%的顯著水平下存在著一個協(xié)整方程。

2.協(xié)整方程

由Johansen協(xié)整檢驗可知，和之間存在著協(xié)整方程，通過E-G兩步法對二者進行協(xié)整檢驗最終的協(xié)整方程為：

很明顯，協(xié)整方程的R2檢驗值很接近于1，說明建立的協(xié)整方程擬合度非常高，方程顯著有效；協(xié)整方程通過拉格朗日乘數(shù)檢驗，LM統(tǒng)計量都很小，說明模型中不存在自相關性。因此，LNZY和LFYH之間存在著長期的穩(wěn)定的均衡關系。

（三）向量誤差修正（VEC）模型

通過對LNZY和LGYH的協(xié)整分析可知，二者之間具有長期穩(wěn)定的均衡關系。但短期內(nèi)兩者可能出現(xiàn)失衡，可以通過建立VEC模型很好地把農(nóng)村剩余勞動力轉移和工業(yè)化發(fā)展的長期均衡和短期波動聯(lián)系起來。根據(jù)AIC原則，LNZY和LGYH的最佳滯后都是2，所以在建立VEC模型時取滯后項為2。包含有協(xié)整關系的VEC模型估計見表3和表4。

所以，我國農(nóng)村剩余勞動力轉移和工業(yè)化發(fā)展可以建立如下的VEC模型：

由表3可以看出，在長期內(nèi)，ΔLNZY做為因變量時，均衡誤差系數(shù)的t檢驗值為-2.31167，系數(shù)顯著不為零，因此，長期內(nèi)工業(yè)化是農(nóng)村剩余勞動力轉移的格蘭杰原因；ΔLGYH做為因變量時，t檢驗值為2.43684，系數(shù)顯著不為零，因此，長期內(nèi)農(nóng)村剩余勞動力轉移是工業(yè)化的格蘭杰原因。在短期內(nèi)，ΔLNZY做為因變量時，D（LGYH（-1））的系數(shù)檢驗值為1.69165，系數(shù)顯著不為零，因此，短期內(nèi)工業(yè)化是農(nóng)村剩余勞動力轉移的格蘭杰原因；ΔLGYH做為因變量時，D（LNZY（-1））的系數(shù)t檢驗值分別為1.95941，系數(shù)顯著不為零，因此，短期內(nèi)農(nóng)村剩余勞動力轉移也是工業(yè)化的格蘭杰原因。

（四）脈沖響應函數(shù)

因為VEC模型是具有協(xié)整約束條件的VAR模型，所以可以通過脈沖響應函數(shù)了解農(nóng)村剩余勞動力轉移與工業(yè)化發(fā)展之間的動態(tài)特征。

由圖1可知，工業(yè)化發(fā)展對農(nóng)村剩余勞動力轉移的一個標準差信息一直都有正的響應，且比較平穩(wěn)，說明農(nóng)村剩余勞動力轉移有利于工業(yè)化的發(fā)展。農(nóng)村剩余勞動力轉移對工業(yè)化發(fā)展的一個標準差新息第一期沒有的響應，但是，從第2期開始，工業(yè)化發(fā)展對農(nóng)村剩余勞動力轉移一直存在形成正的影響，且第5期以后趨于平穩(wěn)，說明工業(yè)化的發(fā)展有利于農(nóng)村剩余勞動力轉移。這與前面通過VEC模型分析的結果是一致的。

三、結論與啟示

通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗、向量誤差修正模型等計量方法，對我國1980-2011年間農(nóng)村剩余勞動力轉移和工業(yè)化發(fā)展之間的關系進行了研究， 結論如下： 一是通過單位根和協(xié)整檢驗可知，雖然LNZY和LGYH不是平穩(wěn)序列，但二者為同階單整序列，并且具有長期穩(wěn)定的均衡關系。二是通過VEC模型可知，在長期內(nèi)，農(nóng)村剩余勞動力轉移和工業(yè)化發(fā)展互為格蘭杰因果關系，表明在長期內(nèi)，工業(yè)化的發(fā)展可以拉動農(nóng)村剩余勞動力的轉移，農(nóng)村剩余勞動力轉移反過來有助于工業(yè)化的發(fā)展。因此，在長期內(nèi)，農(nóng)村剩余勞動力轉移和工業(yè)化發(fā)展互為依賴性。三是在短期內(nèi)，農(nóng)村剩余勞動力轉移和工業(yè)化發(fā)展也互為格蘭杰因果關系，二者在短期內(nèi)也具有相互的依賴性。

基于文章對我國農(nóng)村剩余勞動力轉移和工業(yè)化發(fā)展的實證檢驗，同時結合我國農(nóng)村剩余勞動力轉移和工業(yè)化發(fā)展的現(xiàn)狀，可以得出以下啟示：一是我國要大力推進工業(yè)化進程，拉動農(nóng)村剩余勞動力轉移。工業(yè)相對于農(nóng)業(yè)來說具有較高的邊際報酬，較高的勞動邊際產(chǎn)值，較高的收入預期，較多的工作崗位等特點。因此，我國要加快工業(yè)化發(fā)展，加快農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，對農(nóng)產(chǎn)品進行深加工，大力發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和縣域經(jīng)濟，以便吸收更多的農(nóng)村剩余勞動力，更好地解決“三農(nóng)”問題，促進社會的和諧發(fā)展。二是各級政府要采取有效措施，促進農(nóng)村剩余勞動力轉移，從而推動我國工業(yè)化發(fā)展。農(nóng)村剩余勞動力的轉移有利于解決我國農(nóng)村人多地少的矛盾，有利于農(nóng)村人力資本的有效配置，有利于農(nóng)民兄弟的增收，有利于和諧社會和社會主義新農(nóng)村的建設，有利于產(chǎn)業(yè)結構以及我國城鄉(xiāng)“二元”經(jīng)濟結構的調(diào)整，更有利于我國工業(yè)化又好又快的發(fā)展。

參考文獻：

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（作者單位：上海理工大學）