| （二）ADF单位根检验
现实生活中，大多数的经济变量都是非平稳的，应用回归分析往往会导致一个随机游走变量对另一个随机游走变量的谬误回归，从而导致分析的结论无效，应先进行单位根检验。对时间序列的平稳性运用统计量进行统计检验是比较准确与重要的。单位根检验是统计检验中普遍应用的一种检验方法。对单位根过程进行假设检验主要包括两种方法，一种是迪基—福勒检验法（Dickey-Fuller），简称为DF检验法；另一种是菲力普斯—配荣检验法，简称为PP检验法。为了保证DF检验中随机干扰项的白噪声特性，Dickey和Fuller对DF检验进行了扩充，形成了ADF（AugmentDickey-Fullertest）。本文采取ADF检验对变量进行检验。检验结果见表1.
表1变量的ADF检验
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变 量
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检验形式
（C,T,L）
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ADF值
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1%临界值
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5%临界值
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10%临界值
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P值
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稳定性
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CT
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（C,T,0）
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-2.0797
|
-4.6162
|
-3.7105
|
-3.2978
|
0.5197
|
不稳定
|
|
 CT
|
（C,0,0）
|
-3.1677
|
-3.9204
|
-3.0656
|
-2.6735
|
0.0415
|
稳定
|
|
FIR
|
（C,T,0）
|
0.0929
|
-4.6162
|
-3.7105
|
-3.2978
|
0.9940
|
不稳定
|
|
FIR
|
（C,0,0）
|
-3.2474
|
-3.9204
|
-3.0656
|
-2.6735
|
0.0988
|
稳定
|
|
FME
|
（C,T,0）
|
-1.7163
|
-4.6162
|
-3.7105
|
-3.2978
|
0.6989
|
不稳定
|
|
FME
|
（C,0,0）
|
-3.3202
|
-3.9204
|
-3.0656
|
-2.6735
|
0.0313
|
稳定
|
|
TD
|
（C,T,0）
|
-2.7189
|
-4.6679
|
-3.7332
|
-3.3103
|
0.2426
|
不稳定
|
|
TD
|
（C,0,0）
|
-3.4658
|
-3.9204
|
-3.0656
|
-2.6735
|
0.0413
|
稳定
|
|
TL
|
（C,T,0）
|
-2.1882
|
-4.6162
|
-3.7105
|
-3.2978
|
0.4656
|
不稳定
|
|
TL
|
（C,0,0）
|
-4.5070
|
-3.9204
|
-3.0656
|
-2.6735
|
0.0033
|
稳定
|
（注：lnGDP表示lnGDP的一阶差分，其余类同；检验形式（C,T,L）中的C、T、L分别表示截距项、趋势项、滞后项。）
从检验的结果来看，五个变量的都是非平稳时间序列，但通过对五个变量做一阶差分后发现，这五个变量都是一阶单整的时间序列，因此五个变量均是I（1）型经济变量，以此可以对五个变量做进一步的协整检验。
（三）Johansen协整检验
协整是指非稳定的单整时间序列变量之间存在一个平稳的线性组合，这个组合可能构成一个新的平稳的序列。协整检验的经济意义在于，虽然各个变量间有各自的长期波动趋势，但如果它们之间的线性组合不具有随机趋势，即它们之间是协整的，则它们之间存在着一个长期稳定的关系。本文采用Johansen方法对新疆城乡收入差距与整体金融发展关系、新疆城乡收入差距与农村金融发展关系进行检验。检验结果如表2、表3所示。
表2新疆城乡收入差距与整体金融发展的协整检验
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协整方程数目的零假设
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特征值
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迹统计量
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5%
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临界值
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P值
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|
|
|
|
|
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|
|
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|
0 *
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0.722472
|
30.27458
|
29.79707
|
0.0440
|
|
至多一个
|
0.414063
|
9.765226
|
15.49471
|
0.2992
|
|
至多两个
|
0.072984
|
1.212545
|
3.841466
|
0.2708
|
|
|
|
|
|
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表3新疆城乡收入差距与农村金融发展的协整检验
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协整方程数目的零假设
|
特征值
|
迹统计量
|
5%
|
|
临界值
|
P值
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 *
|
0.609199
|
29.61254
|
29.79707
|
0.0425
|
|
至多一个
|
0.408372
|
14.57965
|
15.49471
|
0.0683
|
|
至多两个
|
0.320468
|
6.181627
|
3.841466
|
0.0129
|
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|
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（注:按照AIC统计最小原则，对变量的协整关系进行Johansen检验，滞后期为一期，选用带截距项但不带趋势的模型。*表示在5%的显著性水平上拒绝零假设。）
从表2的检验结果来看，CT、FIR、FME之间存在一个协整关系，标准化后的协整方程为：
CT=0.6603FIR-0.0802FME
（0.2979）（0.4605）（括号内为标准差）
上述方程表明1990-2007年间，新疆城乡收入差距与金融相关率、金融中介效率之间存在长期的稳定关系，且这种关系表现为：城乡收入差距与金融相关率之间是正相关关系，与金融中介效率之间是负相关关系，即金融相关率的提高会加大城乡收入差距，而金融中介效率的提高会缩小城乡收入差距。这与章奇等(2004)、姚耀军(2005)基于全国整体的研究结论一致。
新疆城乡收入差距与金融相关率（金融相关率在一定意义上反映了一个地区金融发展规模）正相关说明了新疆金融发展的“城乡二元结构”对城乡收入差距的影响。新疆的金融系统同全国的金融系统一样也是内生于工业化和城市化的发展战略，因此，在金融资源的分配上表现出了明显的城市化倾向，从农村汲取了大量的金融剩余以为城市工业化和国有工业提供资金支持。另外，在整体金融发展水平不高的环境下，进入金融市场并享受金融服务存在一定的费用门槛，低收入阶层难以享受到良好的金融服务，即金融发展的门槛效应进一步拉大了城乡收入差距。因此，伴随着金融发展规模的扩大,城乡收入差距也越大。金融发展效率的提高意味着有更多的储蓄转化为贷款，因此，只要更多的贷款中的一小部分能够投向农村地区，都将会产生巨大的收益，故此，随着金融发展效率的提高，城乡收入差距会越小。
从表3的检验结果来看，CT、TD、TL之间也存在一个协整关系，标准化后的协整方程为：TC=99.6151TD-276.5809TL
（65.4114）（196.174）（括号内为标准差）
方程表明，新疆城乡收入差距与农村居民储蓄比率之间正相关关系，而城乡收入差距与金融机构农村信贷比率之间是负相关关系，即农村居民储蓄率的提高会加大城乡收入差距，金融机构农村信贷比率的提高会大大缩小城乡居民收入的差距。表明新疆农村金融机构信贷比率的提高有助于增加金融支农力度，促进农民收入的增长，从而从总体上会缩小城乡收入差距；而农村居民储蓄率的提高，由于金融机构出于自身利益的考虑，一定程度上使农村资金外流，及金融机构往往将农村金融剩余转移到城镇地区，从而导致农村储蓄的增加，不利于农民收入的增长，反而有利于城镇居民收入的增长，最终会拉大城乡收入差距。
（四）Granger因果检验
新疆城乡收入差距与整体金融发展水平及农村金融发展水平之间存在协整关系,意味着它们之间存在长期均衡关系,但这并不能确定它们之间一定存在稳定的因果关系。 2/3 首页 上一页 1 2 3 下一页 尾页 |
