城镇化、劳动力转移与物价（下）

三、实证研究

（一）指标选取

（1） 考虑到近10多年来，农产品价格和房地产价格上涨明显，且带动了我国物价中食品价格和居住类价格出现快速的结构性上涨，同时，由于农产品价格指数数据的可获得性不强，房地产价格指数变动成因复杂，即存在贫富差距的内在因素影响，又存在诸多制度因素影响的可能性，所以，可间接选取CPI（上年=100）增幅（P）作为物价衡量指标。

（2） 按照李扬、殷剑峰（2005）的研究结论，人口年龄结构的变化对劳动力转移没有影响，而非农产业就业比例（LT）与劳动力转移关系密切，鉴于非农产业就业比例（LT）与CPI（1978=100）呈高相关性（图1），若选取CPI（上年=100）增幅（P）作为物价衡量指标，则必须选取非农产业就业比例一阶差分（△LT）表示劳动力转移。

（3） 按照（10）式的理论假设，资本存量的增长率可间接采取投资增长率（I） 一阶差分（△I）表示，其原因为：资本存量有投资流量累积而成，若假设前t-l期和前t期投资的平均增长率为g_t-1和g_t，则：

（4） 按照（20）式的理论假说，q是W_βZ／W_βT的单调递增函数，则CPI（上年=100）增幅（P）就应该是W_βZ／W_βT变动值的单调递增函数。所以，城镇居民收入差距变动采取城镇高收入户家庭人均收入，城镇低收入户家庭人均收入的一阶差分（△YE）表示。

（5） 从保障ADF检验为平稳序列的角度，货币因素采取 M2增速一阶差分（△M）表示以保证不会出现伪回归问题。

检验结果见表1所列。

（二）实证模型

由于消费和投资是基于人们心理预期的，在不同环境可能是变化的，运用马尔可夫区制转换模型分析较为合适。从1998—2009年△LT、△YE、△I、△M与P的相关系数看，△LT、△I、△M滞后一期，△YE当期与P相关系数相对较高，则物价MS模型可构建如下：

p_t=a₀（s_t）+a₁（s_t）△LT_t-1+a₂（s_t）△YE_t+a₃（s_t）△I_t-1+a₄（s_t）△M_t-1 （21）

在（21）式中，参数a_i（s_t），i∈{1，2，3，4}，s_t服从两种状态的一阶马尔可夫过程，即s_t等于某j值的概率受过去影响仅通过最近的s_t-1值，即：

P{s_t=j／s_t-1=i，s_t-2=k，…}=P{s_t=j／s_t-1=i}=P_ij （22）

其中P_ij为转换概率，表示所研究时间序列在t-l时刻处于状态i在时刻t向状态j转换的概率。对两种状态的转换概率矩阵可表示为：

（23）

同一区制的持续期可表示为：

（24）

对于马尔可夫区制转换模型（21）的估计，需要运用到 EM算法，详细过程可以参见Hamilton（1989）[20]等相关文献。

（三）实证结论

（1） 各项理论假说的计量模型验证结果。利用模型（21）采用Mat lab软件包进行模型估计，参数估计结果见表2、表3。在区制1中代表劳动力转移效应、收入差距效应和投资效应的a1（1）、a2（1）和a3（1）非常显著，1998—2009年我国的劳动力转移力度、城镇固定资产投资增长力度每提升1个百分点，将导致下年CPI涨幅增加约1.98和0.2个百分点；城镇居民收入差距变动每提高1个百分点，将导致CPI涨幅增加约5.3个百分点。从区制1概率分布看，我国物价基本在1998—2009年处于上升阶段，且区制1自身的持续概率为0.92，具有非常高的稳定性。从区制1持续期看，区制1的持续时间应该为12.5年，具体为1999年至2011年6月，见表4和图2所示。

（2） 城镇居民收入分化加剧仅对房价上涨作用明显。劳动力转移、投资可以有效解释农产品价格相对于非农产品价格上涨力度，进一步也解释了总体物价水平的波动，而城镇居民收入分化加剧是否仅对房价上涨作用明显则需要进一步分析。为此，可以1998年房地产商品化改革为分界点，如果

物价MS模型在1998—2009年区间内，a₂（1）显著，而在起始年份为1998年以前的物价MS模型中a₂（1）不显著，就可初步认为城镇居民收入分化加剧仅对房价上涨作用明显。从表2和表3对比看，1998—2008年的物价MS模型中a₂（1）在10%的水平上显著，而1996—2009年的物价MS模型中a₂（1）不显著，表明城镇居民收入分化加剧是房价上涨的原因之一。由于MS模型中，P与△YE均为当期值，则可能存在房价上涨加剧了城镇居民收入分化的逻辑可能，可选取1998—2009年商品房销售价格指数与△YE进行Granger Causality Tests（见表5），结果表明，房价上涨对城镇居民收入分化的预测能力强于城镇居民收入分化对房价上涨的预测能力，可近似认为两者可能是互动的关系，城镇居民收入分化不能Cranger引起房价上涨可能源于数据量的有限和初始财富存量的忽略有关。

（3） 货币因素对物价影响不显著原因解释。在表2中货币因素效应的a₄（1）不显著，表明货币因素未对物价趋势产生实质性影响，这一点似乎和我们的经验认识不相符。理论上，货币因素对物价是产生作用的，出现货币对物价影响不显著的现象的原因有两点，一是M2难以全面反映实体经济中的货币量。从货币内生的角度看，随着我国金融的发展和深化，“金融脱媒”的出现，影子银行的发展迅速，表内信贷增长已不能全面反映全社会的资金供求状况，使货币游离于银行和现行监管统计之外，使货币乘数波动性增强，造成在基础货币超额供给可控情况下，社会整体流动性增长迅速。2005—2011年6月，我国本外币贷款占社会融资总量的比例由85.8%下降至58.0%，基础货币统计差额⑤由1.2万亿上升至7.2万亿，而货币乘数则由4.78下降至3.92。二是货币因素已经充分反映在以劳动力转移和高投资代表的城镇化过程中。1992—2009年，△M与△LT_t-1、△I相关系数分别为0.35和0.39。2002—2011年6月，M2累计新增62.3万亿，社会融资总量累计61.6万亿，仅相差0.7万亿。所以，货币因素对物价的长期走势影响显著性不高，在城镇化过程中，货币量对物价影响只是短期行为，随经济快速增长，短期的过量货币会被很快吸收，短期的货币供应不足，会通过“倒逼机制”使货币供需很快达到均衡。

四、结束语

引导物价、房价“回落”到合理区间的宏观经济政策的关键在消除各阶层的收入差距，调整经济结构。重点应倚重财税政策和产业政策影响财富分配和资本、劳动力的产业分配，充分发挥信贷政策的结构调整功能，控制物价。

注释：

① 非农产业就业比例=第二、三产业就业人口数／总就业人口。

② 农产品对外依存度=农产品进口量，总产量。

③ 劳动力成本=农村居民家庭人均工资性收入。

④ 城镇居民收入差距比=城镇高收入户家庭人均收入，城镇低收入户家庭人均收入。

⑤ 基础货币统计差额=基于央行资产负债表的基础货币供给一统计上的基础货币（即现金+准备金）。

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责任编辑：夏雨