摘 要:将影响农民增收的制度性和非制度性因素综合考虑,运用johanson协整检验和误差修正模型进行实证分析。研究结果表明:与非制度因素相比,制度因素在农民增收中的影响力更大。
关键词:农民增收;制度;二元化企业就业人数除以农村劳动力表示。
(2)人均农业财政支出(x5),用农业财政支出除以农村人口得到。
(3)农产品价格指数(x6),用全社会食品类零售商品价格指数替代,并以1978 年为基期。
(4)农产品总产量(x8),用粮食、棉花、油料、麻类、甘蔗、甜菜、烟草、蚕丝、茶叶、水果的年产量加总表示。
1.2 数据来源
本文采用的数据样本期为1978年—2007年。农民收入(x)这一因变量用农民人均纯收入表示。
2 模型,实证检验与结果分析
2.1模型建立
将待检验的制度因素,非制度因素与农民纯收入之间建立如下模型:
模型一:lxt=f(x1,x2,x3,x4)。
模型二:lxt=g(x5,x6,x7,lx8)。
其中f表示制度因素与农民增收之间的函数关系,g表示非制度因素与农民增收之间的函数关系。t表示年数,t=1,2,…30。
2.2 单位根检验
对于经济时间序列模型来说,在对变量的协整检验之前,必须验证变量的平稳性。而验证变量是否平稳的过程就是单位根检验。本文主要采用pp(phillips—perron)检验。LoCalhost
对各变量进行pp检验结果如表1所示。从表中可以看到,变量lx,x1,x2,x3,x4,x5,x6,x7,lx8的pp统计量均大于在各显著水平下的临界值。故而不能拒绝各序列存在单位根的原假设,是非平稳的。进而对各变量进行一阶差分,结果显示:△lx,△x1,△x2,△x3,△x4,△x6的pp统计量大于1%临界值,△x5,△x7,△lx8的pp统计量大于5%临界值。表明在95%的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设,认为各序列是平稳的一阶单整的时间序列。
注:表中用△表示一阶差分,用**表示在1%的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设,即在1%的显著水平下认为序列是稳定的,用*表示在5%的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设,即在5%的显著水平下认为序列是稳定的。
2.3 协整检验及结果分析
根据协整理论,同阶单整序列可以进行协整检验。本文采用johanson检验对影响农民增收(lx)的制度性因素(x1,x2,x3,x4)和非制度性因素(x5,x6,x7,lx8)分别进行协整检验,以考察制度性因素,非制度性因素和农民纯收入之间是否存在长期稳定的均衡关系。协整检验的结果如表2所示,我们可以得知制度性因素中的各变量、非制度因素中的各变量与农民纯收入之间都存在协整关系。相应的协整系数标准化如表3所示。检验的结果与理论分析是一致的,即制度因素中土地产权制度(x1)、户籍制度(x2)、社会保障制度(x3)都与农民增收呈现正相关关系,wto政策与农民增收呈现负相关关系;非制度因素中各变量与农民增收均呈正相关关系。即说明制度越健全,非制度因素越是有利于农民增收,农民增收的程度就越大。制度因素中对农民增收的影响力由大到小的顺序是社会保障制度(x3)、土地产权制度(x1)、户籍制度(x2)与wto政策(x4);而非制度因素中对农民增收影响力的先后次序为农产品产量(lx8)、农村工业化程度(x5)、农产品价格(x7)与农民人均财政支出(x6)。
注:用*表示协整似然比大于5%临界值,即制度因素和非制度因素与农民纯收入之间存在长期稳定的均衡关系。
注: std.err.表示渐进标准误差,cons表示常数项。
2.4 误差修正模型
误差修正模型是建立在协整理论基础上,是一种长短期结合的、具有高度稳定性的模型。根据以上两个协整关系建立相应的两个误差修正模型,滞后期数为协整方程中的滞后期数减1。去掉不显著的变量从而得到较简洁的误差修正模型如下:
模型一:
△lx= -0.13+ 0.11△lx-1- 0.63△x1-1- 0.65△x2 +
(3.57)(-0.57) (0.99) (0.334)
0.48△x2-1+ 0.51△x3-1+ 0.66△x4-1+ 0.43 ecm-1
(-1.01)(-1.08)(-0.58)(-3.16)
模型二:
△lx = -0.24 + 0.04△x5-1+ 0.04△x5-3+ 0.005△x6-2+
(1.13)(-0.96)(-1.2)(-1.55)
0.01△x7-2.2△lx8+2.9△lx8-1+1.6△lx8-3+ 1.1ecm-1
(-2.02)(1.01)(-0.8)(-0.93)(-1.92)
从以上两个协整方程的误差修正模型来看,短期波动和长期均衡是影响农民增收的波动的两部分。
3 结论和政策
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