農村勞動力轉移和經濟增長之間的協整分析

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

關鍵詞：農村勞動力轉移;協整檢驗;格蘭杰因果檢驗；經濟增長

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

一、分析方法

傳統的經濟計量方法直接運用變量的水平值研究經濟現象之間的均衡關系容易導致謬誤結論，對數據進行差分變換后進行回歸卻可能丟失長期信息。而近年來發展起來的處理平穩數據的方法——協整檢驗可用于經濟時間序列變量水平數據是否存在長期均衡關系，格蘭杰因果檢驗則可用于確定經濟時間序列變量之間是否存在因果關系，二者均要求經濟時間序列變量具有平穩特征。［1］因此在實證檢驗和建模之前首先檢驗經濟時間序列變量的平穩性。

1.經濟時間序列變量的平穩性檢驗。

在協整檢驗之前，首先使用單位根檢驗每個變量的平穩性。我們應用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: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，因而是非平穩的;否則ｙｔ是平穩的。方程(1)中加入滯后項是為了使回歸殘差為白噪聲。對于非平穩變量，還需要檢驗其一階差分的平穩性。如果變量的一階差分是平穩的，則稱此變量為一階單整，即為Ｉ(1)的。如果變量經過ｄ次差分后平穩，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是變量之間存在協整關系的必要條件。

2.協整（co-integration）分析。

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

對于時間序列Ｘｔ和Ｙｔ是協整的，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。

關于協整關系的檢驗，方法很多，主要有Engle-Granger兩步法、Johansen完全信息極大似然法、Mackinnon法、頻域非參數譜回歸法和Bays法。對于單方程常用的是Engle-Granger兩步法。協整的意義在于它揭示了一種長期穩定的均衡關系，滿足協整的經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偏離均衡位置，在長期中會自動回復到均衡位置。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，參數估計的誤差較大，并且當變量超過兩個以上時，變量間可能存在多個協整關系，此方法無法找到所有可能的協整向量，其分析結果不易解釋。Johansen針對上述問題提出極大似然估計法(MLE)，Johansen檢驗優于Engle和Granger的方法。因此本文將以Johansen和MLE估計方法進行協整檢驗。

3. 格蘭杰（Granger）因果關系檢驗。

協整關系是一種長期均衡穩定關系，但是這種關系是否構成因果關系， Granger (1969)和Sims (1972)提出了兩變量單方程線形因果關系的數學模型:

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，可以根據赤池信息準則(ＡＩＣ)來確定;Ｔ為樣本容量。在給定的顯著性水平ａ下，當計算的統計量Ｆ>Ｆ(或相應的概率ｐ<ａ)時，拒絕原假設，則ｘ是ｙ的Granger原因。

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

二、變量選擇和樣本數據說明

本文選擇農村勞動力轉移數量（lm）和經濟總量（GDP）作為所分析變量是基于目前農村勞動力大規模的進城務工（非農化）和我國經濟持續高速增長的背景。主要是運用國外的勞動力轉移理論來分析二者是否存在長期和均衡的關系。

本文樣本數據主要來自《中國統計年鑒》(2006年)，樣本區間為1979-2005年。［3］

三、實證結果

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

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

2.協整檢驗。

運用Johansen協整檢驗法對1979-2005年我國國內生產總值和勞力非農轉移總數的協整關系進行檢驗，檢驗結果見表2。

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

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轉移總數可以引起我國國內生產總值的很大變化，1單位我國勞動力非農轉移數的變動，可以引起3.455091單位的國內生產總值的變化。

3.因果關系檢驗。

估計我國GDP和勞動力非農轉移總數lm 之間的Granger因果關系有下面四種檢驗結果:(1)勞動力非農轉移總數的增長顯著地影響GDP的增長;(2)ＧＤＰ的增長顯著地影響勞動力非農轉移總數的增長;(3) 勞動力非農轉移總數的增長顯著地影響GDP的增長， GDP的增長顯著地影響勞動力非農轉移總數的發展，二者互為因果關系;(4)勞動力非農轉移總數的增長和GDP的增長互不影響，二者之間無因果關系。對“勞動力非農轉移總數的增長是否顯著地影響ＧＤＰ的增長”，檢驗結果如表3。

由表3可以看出：GDP不是勞動力非農轉移總數的原因的概率為0.06493%，在5%的顯著水平下，原假設成立，即ＧＤＰ的增長不顯著地影響勞動力非農轉移總數的增長。而在10%的顯著水平下，原假設不成立，即ＧＤＰ的增長顯著地影響勞動力非農轉移總數的增長。由于一般情況下，我們認為ＧＤＰ可以促進勞動力轉移總數的增長，所以我們得出結論：ＧＤＰ的增長可以促進勞動力轉移總數的增長，但不是非常明顯。對于另外一個原假設：勞動力非農轉移總數不是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，即勞動力非農轉移總數不是GDP增長的原因，勞動力非農轉移總數的發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落后于經濟發展造成的。

四、結論

伴隨著經濟的增長，國家范圍內的生產結構和市場結構發生變化，這主要是農業及有關產業部門份額下降，制造業、服務業和公共事業所占比例上升，這就是勞動力的行業、階層和職業結構發生顯著而劇烈的變動，這種空間流動和職業變動反映了勞動力通過自身調整來適應產業結構在經濟增長中的變動。這在上文的的因果分析中已經得到證明，在我國的市場化和工業化進程中，由農業化社會向工業化轉變，必然會發生農業勞動力的非農化轉移，這在國外的發展實踐中已經得到證明。［4］

至于勞動力非農轉移總數不是GDP增長的原因的實證結果，從理論上講，勞動力非農轉移總數可以促進GDP增長。出現這種結果的偏差可能是我國自1978年改革開放以后，一直處于轉軌時期，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，發生過很大變動，使農村勞動力轉移和經濟增長不同步，因此在數據的模擬中會出現較大的偏差。伴隨著我國的改革實踐，數據的進一步獲得，這種情況可能會有所改觀。

從上述分析中，可以得出要想使農村勞動力的非農轉移和經濟增長大大和諧，很重要的一點就是繼續培育市場，加速市場化進程，同時加大力度進行制度建設，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，這會對經濟增長和勞動力轉移發生的意識形態的，思想的變化相適應，對構建和諧社會和城鄉全面發展有重要意義。

參考文獻：

［1］ 劉印旭，張世英. 基于門限協整系統的預測方法研究［J］.數量經濟技術經濟研究， 2005(8) :26-27.

［2］ 國家統計局.中國統計年鑒［M］.北京:中國統計出版社，2006.

［3］ 譚崇臺.發展經濟學［M］.北京:人民出版社，1985.

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