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北京工商大学学报( 社会科学版 )摇 摇 摇 摇 2014 年摇 第 4 期
摇 摇 表 2摇 各变量的 ADF 单位根检验
变量 检验 ADF 临界值
( 99% )
临界值
(95% )
临界值
( 90% )
经济稳定偏离指数
原序列平稳性检验 - 3郾 358 - 3郾 696 - 2郾 978 - 2郾 620
原序列一阶差分项平稳性检验 - 5郾 350 - 3郾 702 - 2郾 980 - 2郾 622
城乡收入比
原序列平稳性检验 - 0郾 452 - 3郾 696 - 2郾 978 - 2郾 620
原序列一阶差分项平稳性检验 - 3郾 744 - 3郾 702 - 2郾 980 - 2郾 622
货币供应增长率
原序列平稳性检验 - 3郾 366 - 3郾 696 - 2郾 978 - 2郾 620
原序列一阶差分项平稳性检验 - 8郾 347 - 3郾 702 - 2郾 980 - 2郾 622
实际贷款利率
原序列平稳性检验 - 3郾 105 - 3郾 696 - 2郾 978 - 2郾 620
原序列一阶差分项平稳性检验 - 4郾 856 - 3郾 702 - 2郾 980 - 2郾 622
实际工资增长率
原序列平稳性检验 - 2郾 965 - 3郾 696 - 2郾 978 - 2郾 620
原序列一阶差分项平稳性检验 - 8郾 378 - 3郾 702 - 2郾 980 - 2郾 622
通胀率
原序列平稳性检验 - 2郾 563 - 3郾 696 - 2郾 978 - 2郾 620
原序列一阶差分项平稳性检验 - 4郾 691 - 3郾 702 - 2郾 980 - 2郾 622
城镇登记失业率
原序列平稳性检验 - 1郾 907 - 3郾 696 - 2郾 978 - 2郾 620
原序列一阶差分项平稳性检验 - 2郾 776 - 3郾 702 - 2郾 980 - 2郾 622
固定资产投资增长率
原序列平稳性检验 - 3郾 235 - 3郾 696 - 2郾 978 - 2郾 620
原序列一阶差分项平稳性检验 - 6郾 199 - 3郾 702 - 2郾 980 - 2郾 622
表 3摇 各变量之间的协整检验
原假设 特征值 滞后阶数 迹统计量 迹统计量临界值
None* > 1 2 252郾 799 4 78郾 618 5
At Most 1 * 0郾 914 29 2 47郾 190 9 52郾 814 3
7 个变量对经济稳定偏离指数的长期均衡关系 ,
以检验本文研究前提的正确性, 并识别以上 7 个
变量对经济稳定偏离指数的数量影响。 遵循 AIC
和 SC 最小化准则 , 我们确定最优滞后阶数为 2
期, 并给出了 VECM 模型的具体估计结果, 见
表 4。
( 一) 长期均衡关系
有误差修正模型估算结果可以看出,城乡收
入比、货币供应增长率、 实际贷款利率、 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
定之间存在着长期均衡关系,除实际工资增长率
外,其余变量的系数均通过了显著性检验,并且实
证方程系数的符号符合预期,这较好地检验了本
文的基本前提。
其中,城乡收入比与经济稳定偏离指数具有
负向关系,即城乡收入之比每扩大 1 个单位, 经济
稳定偏离指数将下降 10郾 98 个单位。 这说明从长
期来看,城乡经济体制和收入分配体制的改革虽
然拉大了收入分配差距, 但同时也提高了劳动者
的生产积极性和劳动效率,促进了要素的流动和
优化配置,加快了城市化与工业化的步伐,这在很
大程度上成了推动经济长期稳定增长的动力。 该
结论虽然与传统的一些观点相背( 如 Alesina 和
Rodrik,1996),但与 li 和 zou(1998) 的观点一致 ,
并且也符合库兹涅茨(1955) 收入分配差距与经
济增长关系阶段论的观点,也即在发展中国家的
初期发展阶段,一定的收入分配差距是有利于经
济的稳定增长。 在货币供应增长率方面, 经济稳
定与货币供应增长率具有正相关关系。 如果货币
供应量增加 1 个单位, 那么经济稳定偏离指数将
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