201404 - page 16

第 29 卷摇 第 4 期 李长安, 苏丽锋, 李摇 芳: 城乡收入差距对经济稳定的影响研究
摇 摇 表 1摇 变量的描述性统计
变量 均值 标准差 最小值 最大值 样本量
经济稳定偏离指数( INDEX) 2郾 17 伊 10 -7 26郾 813 88 - 61郾 03 48郾 72 34
城乡收入比( RATIO) 2郾 610 294 0郾 508 071 1 1郾 7 3郾 33 34
货币供应增长率( M2R ) 21郾 168 53 6郾 963 32 4郾 7 34郾 84 34
实际贷款利率( RRL ) 1郾 979 706 4郾 751 681 - 10郾 12 7郾 82 34
实际工资增长率( RWR) 7郾 467 647 5郾 227 707 - 4郾 8 15郾 5 34
通胀率( CPI) 105郾 332 4 6郾 244 839 98郾 6 124郾 1 34
城镇登记失业率( CLR) 3郾 326 471 1郾 002 817 1郾 8 5郾 4 34
固定资产投资增长率( FIR) 23郾 792 06 18郾 252 27 - 5郾 01 89郾 33 34
率则表现出先高后低,再缓慢爬升的走势,总体而
言相对稳定。 固定资产投资在这 34 年间的平均
增长率也大大超过了 GDP 的增幅, 而且波动较
大,最大值达到 89郾 33% 的增幅 , 而最小值仅为
- 5郾 01% ,差距明显。
三、数据检验及模型选择
( 一) 平稳性检验
为了避免宏观经济数据非平稳可能导致的伪
回归,本文对所有序列进行了 ADF 单位根检验 ,
见表 2。 通过 Stata10郾 0 软件进行的单位根检验
结果表明, 在 99% 、95% 、90% 临界值水平上的 子
统计量分别为 - 3郾 696、 - 2郾 978 和 - 2郾 620, 经济
稳定偏离指数原序列的 子 值为 - 3郾 358,其绝对值
在 1% 置信水平上小于临界 子 统计量 - 3郾 696,故
无法拒绝呈现单位根的假设,所以原序列是非平
稳的。 进行一阶差分, 再通过 ADF 检验得出,
99% 、95% 、90% 临界 子 统计量分别为 - 3郾 702、
- 2郾 980 和 - 2郾 622,经济稳定偏离指数一阶差分
序列的 子 值为 - 5郾 350,其绝对值超过了这些临界
值的任何一个,故可以完全拒绝呈现单位根的假
设,表明一阶差分所得的序列不再表现有单位根 ,
即此序列是平稳的。
同理,本文对所有解释变量和控制变量均进
行了 ADF 单位根检验, 结果表明 1978—2011 年
间我国经济稳定偏离指数、城乡收入比 、货币供应
增长率、实际贷款利率、 实际工资增长率、通胀率 、
城镇登记失业率以及固定资产投资增长率均为非
平稳的 I (1) 序列, 但一阶差分序列均为平稳序
列,而且各变量的一阶差分序列检验统计量均在
1% 的检验水平上具有显著性 。
( 二) 协整分析
通过数据的单位根检验得知, 模型中各变量
都是一阶单整 I(1) 的, 符合时间序列数据协整性
检验的要求,据此本文接着进行协整分析,以检验
各个非平稳变量之间是否存在着协整关系。
利用 Jonhansen 协整检验方法,对变量进行的
分析结果见表 3。 协整分析的结果表明, 非平稳
变量之间存在协整关系,即城乡收入比、货币供应
增长率、实际贷款利率、 实际工资增长率、通胀率 、
城镇登记失业率以及固定资产投资增长率与经济
稳定存在着长期均衡关系。
( 三) 模型选择
最后,根据时间序列数据分析的基本方法,本
文建立误差修正模型(VECM) 以捕捉长期均衡趋
势下的短期波动和调整过程。 模型设定如下:
驻X t = 移p-1
i = 1
仔i 驻X t - i + 琢茁忆Xt - 1 + 着 t (2)
模型 ( 2 ) 中, X t = ( INDEX, RATIO, M2R,
RRL,RWR,CPI,CLR,FIR) 忆,驻 为一阶差分算子 。
茁 = (1,茁2 ,茁3 ,…, 茁n ) 忆 是协整参数的列向量, 主要
用来描述各变量之间的协整关系。 琢 = ( 琢1 , 琢 2 ,
…,琢 n ) 忆为误差修正向量 ,表示当变量偏离长期均
衡状态时对失衡的调整速度。 仔 i 是短期参数 ,表
示各变量之间的短期影响。 p 为滞后阶数。
四、计量结果分析
根据上述分析,我国的城乡收入比、货币供应
增长率、实际贷款利率、 实际工资增长率、通胀率 、
城镇登记失业率、 固定资产投资增长率对经济稳
定偏离指数具有长期影响,且预期实证方程符号
有正有负。 本文首先利用误差修正模型估算以上
·11·