城鎮化發展對農民收入影響的協整分析

　　【摘 要】城鎮化是現代化應有之義和基本之策。為探討城鎮化對農民收入的影響，本文采用協整分析方法、建立長期均衡模型和短期非均衡模型對城鎮化與農民各種收入之間的關系進行實證分析，結果表明城鎮化與農民各種收入之間存在長期均衡關系，城鎮化對農民純收入、農民家庭經營性收入和農民家庭經營收入中的第一產業性收入存在長期顯著影響，而對家庭經營性收入中的第二、第三產業性收入影響不顯著，但短期中，城鎮化與農民各種收入之間可能存在一定的負相關關系，但這種負相關不顯著。因此，城鎮化發展對農民增收具有重要意義，建議未來城鎮化發展中應更多地注重長期政策，關注農民切身利益，加速工業和服務業在農村地區的發展，使工業和服務業惠及農村居民。
　　【關鍵詞】城鎮化 農民收入 協整分析
　　一 引言
　　改革開放以來，黨和政府歷來高度重視三農問題。從1982年至今，國家出臺的關于三農問題的一號文件有共十四個，從2005年至今，我國連續8年的一號文件都是與三農問題相關。在國家對農村的大力支持下，農村事業得到極大發展，農村居民的人均純收入也由1978年134元增加到2011年的6977元，提高了約52倍。然而，就目前而言，我國農民整體收入水平不高，如何增加農民收入、縮小城鄉收入差距，就成為各級政府面臨的一項重要議題。自20世紀90年代末期開始，我國城鎮化進入快速發展階段，國家也將城鎮化作為調整和改善經濟結構、提升經濟發展質量以及解決三農問題的重要途徑。我國城鎮化進程不斷加快，1978年我國城鎮化率僅為17.92%，2011年已達到51.27%，年均提高1.01個百分點。根據國際社會和國內發達省市經驗，城鎮化的逐步推進，可以吸收一定量的農村剩余勞動力，促進農民就業，對農民增收也具有相當大的影響，因此城鎮化與農民收入之間應該具有某種必然的關系。本文采用我國的歷史數據，利用計量軟件，通過協整分析方法，對城鎮化與農民各種收入之間的關系進行研究，驗證城鎮化對農民收入的影響是否顯著，以及城鎮化發展與農民收入之間是否存在長期穩定的均衡關系。
　　二 文獻回顧
　　關于城鎮化與農民收入之間的關系，國內外很多學者都進行過研究。劉易斯（1954）提出了著名的二元經濟發展模型，主張通過城鎮來吸收農村剩余勞動力，進而促進農村經濟發展，提高農業生產率、增加農民收入。城市經濟學家K·J·巴頓（1984）認為城鎮產生的聚集經濟效應，可以集聚市場、資源，創造出更大的需求進而帶動農村地區發展。世界銀行（1997）發布的發展報告中，也顯示高城鎮化率的國家或地區，農民收入相對高于低城鎮化率國家或地區。國內也有許多學者對城鎮化與農民收入之間的關系進行研究，馬曉河（2004）從戰略的角度看待城鎮化的發展，他認為解決三農問題，增加農民收入，除了要有短期的對策，更要有長期的戰略思想，應該把重點放在提高城鎮化水平上。胡鞍鋼（2003）通過計算得出城鎮化有利于農村勞動力向非農產業轉移和增加居民消費總額，因而他認為加速城鎮化是解決三農問題的根本途徑。宋元梁和肖衛東（2005）運用動態計量經濟模型對我國城鎮化發展與農民收入增長進行了實證分析，研究表明，我國城鎮化發展與農民收入增長之間存在著較強的正向交互響應作用，而且其長期的響應作用程度更顯著、更穩定。厲以寧（2012）認為，城鎮化進程需要新建大量的基礎設施將給民營企業提供大量的投資機會，對農民進城就業、增加農民收入都很有幫助。就目前來看，國內外學者對城鎮化的研究集中于城鎮化對國家經濟增長和農村發展這兩個方面的影響，國內許多學者也對城鎮化與農民收入之間的關系進行了研究，本文與前人的不同之處在于細化了城鎮化對農民家庭經營性收入的影響，研究了前人沒有研究的城鎮化對農民家庭經營性收入中三次產業性收入的分別影響。
　　二 城鎮化發展與農民收入變化
　　我國城鎮化水平自1996年超過30%以后，十六年間，城鎮化處于快速發展階段，年均提高1.33個百分點。近幾年來，城鎮化更是進入高速發展軌道，2010年我國城鎮化率為49.68%，2011年更是超過50%。當前普遍認為，我國城鎮化進程正處在快速發展階段，并且這種快速發展趨勢還將保持較長一段時間。對照表1所示的1998年和2009年的世界范圍內人均收入水平與城鎮化的關系，很容易發現兩點：第一，城鎮化率相對較高的國家，人均GDP也相對較高；第二，世界城鎮化率從1998年的46%上升到2009年的56%，伴隨全球范圍內的城鎮化率水平的提高，各國的人均GDP也有一定的提高。因而，從全球來看，城鎮化與人均GDP之間存在一種正相關關系。另外根據國內各省市的相關數據，對我國2010年農民純收入進行排名，排列在前十的省市（見表2），如上海、北京、天津等地城鎮化率遠高于平均水平，其他省市也都具有相對較高的城鎮化率。
　　三 實證分析
　　1.樣本選擇與分析方法
　　國內和國外的相關數據都表明，城鎮化對農民收入具有重要影響。為了定量化農民收入增長與城鎮化水平之間的關系，本文采用農民人均年純收入（CSR）作為衡量農民收入的指標。對于衡量城鎮化發展水平的城鎮化率（CZH），本文采用城鎮人口在總人口中的比重來表示。為了更深入研究城鎮化對農民收入的影響，本文還選取占據農民收入中主要部分的家庭經營性收入（JTJY）作為研究對象，家庭經營性收入（JTJY）中包括三種類型收入：第一產業性收入（YICHAN），主要指來源于農林牧漁等方面獲取的收入；第二產業性收入（ERCHAN），主要是指農民從工業和建筑業方面所獲得的收入；第三產業性收入（SANCHAN），指交通、運輸、批發、零售等服務業方面所獲得收入。所選取的數據來自歷年《中國統計年鑒》，時間跨度為1984～2010年，樣本變化趨勢圖見圖1。
　　通過簡單的相關分析，可得到城鎮化水平與各變量之間的相關系數（見表3）。根據所得結果，可以發現城鎮化水平與各變量之間具有很高的相關系數。為了進一步確定城鎮化水平對各種農民收入是否有顯著影響，是否存在長期穩定的均衡關系，各種農民收入對城鎮化的長期與短期彈性是多大，本文采用時間序列分析方法，對各變量進行協整分析，建立了長期均衡模型和短期非均衡模型。
　　2.ADF檢驗
　　時間序列數據一般具有一種內在的隨時間推移而呈現一致的變化趨勢，即非平穩現象。在現實經濟生活中，實際的時間序列數據往往是非平穩的，如果對非平穩性數據進行回歸分析就可能出現虛假回歸問題，因此，對時間序列數據進行分析時，需要事前對其進行平穩性檢驗，即單位根檢驗。由于變量大體上都具有指數特征，為了消除時間序列中存在的異方差現象，對變量進行對數變換，變換后不改變原序列的協整關系。變量的對數形式表示為 LCZH、LCSR、LJTJY、LYICHAN、LERCHAN、LSANCHAN。經過檢驗（見表4），原始序列都是非平穩序列，一階差分后，LERCHAN和LSANCHAN序列平穩，因此LYICHAN和LERCHAN是一階單整序列，而LCZH、LCSR、LJTJY以及LYICHAN序列經過二階差分后平穩，因此這些序列是二階單整序列。據此可進一步檢驗變量之間的協整關系。
　　3.變量的協整關系分析
　　經過ADF檢驗，根據協整分析的理論，可知城鎮化對數序列與農民人均純收入、農民家庭經營性收入和家庭經營性收入中第一產業性收入的對數序列均可能存在（2，2）階協整關系，而城鎮化與家庭經營性收入中的第二、三產業性收入不存在協整關系。通過協整分析方法，可以使差分后序列中的關于總量的長期信息得以呈現。對兩個變量之間是否存在協整關系可采用Engle和Granger在1987年提出的E-G兩步法進行檢驗。
　　經過對模型 的估計，得到如下估計模型（括號內為t統計量，下同）：
　　（-7.09） （18.51）
　　（*）
　　由于所估計的模型（*）的D.W.值0.15，因而存在正的序列相關性，序列相關性會導致模型的參數估計量非有效、顯著性檢驗失去意義，進而模型預測失效。采用時間序列數據作為樣本時，往往存在序列相關性，通常利用科克倫—奧科特迭代法（C-O迭代法）進行處理。經過運算得到：
　　（-1.57） （5.67） （10.3） （-4.54）
　　（1）
　　其中，AR（1）、AR（2）代表隨機干擾項的1、2階自回歸。經過檢驗，消除序列相關性，所估計的模型（1）擬合優度很高，在5% 的顯著性水平下，LCZH對 LCSR的影響顯著。對模型的殘差e1進行ADF檢驗，檢驗結果見表5：
　　表5顯示，檢驗結果是I（0），即e1是平穩的，因此接受LCSR與LCZH是協整的假設。城鎮化與農民人均純收入之間存在（2，2）階協整關系，即城鎮化與農民人均純收入之間存在長期穩定的均衡關系。
　　同理，可以建立城鎮化（LCZH）與家庭經營性收入（LJTJY）的長期均衡模型（2）、城鎮化（LCZH）與農民家庭經營性收入中的第一產業性收入（LYICHAN）的長期均衡模型（3），分別表示為：
　　（-4.19） （13.83）
　　（2）
　　（-0.21） （3.23） （8.49） （-3.39）
　　（3）
　　對模型（2）、（3）殘差e2、e3的ADF檢驗見上表5，結果顯示e2、e3是平穩的，因此，接受LJTJY、LYICHAN與LCZH是協整的假設。城鎮化與農民家庭經營性收入、家庭經營性收入中的第一產業性收入之間存在（2，2）階協整關系，即農民家庭經營性收入、家庭經營性收入中的第一產業性收入之間存在長期穩定的均衡關系。再利用Davidson，Hendry，Srab和Yeo在1978年提出的DHSY模型，對模型（1）、（2）、（3）進行修正，得到短期非均衡模型（1*）、（2*）、（3*）如下：
　　（4.94） （-0.81） （-0.86） （1.64）
　　（1*）
　　（4.87） （-1.33） （-1.18） （1.12）
　　（2*）
　　（4.36） （-1.21） （-0.78） （1.32）
　　（3*）
　　四 結果分析
　　1.長期均衡模型
　　模型（1）表明，城鎮化對農民人均純收入在長期具有顯著影響，LCSR對LCZH的長期彈性為2.968。模型（2）表明，城鎮化對農民家庭經營性收入在長期具有顯著影響，LCSR對LJTJY的長期彈性為2.832。模型（3）表明，城鎮化對農民人均純收入中的第一產業性收入在長期具有顯著影響，LCSR對LYICHAN的長期彈性為2.091。并且這三個模型的解釋變量參數t檢驗均顯著，模型的擬合優度很好，對殘差的ADF檢驗結果也表明城鎮化與三種收入之間存在（2，2）階協整關系，因而從長期來看，城鎮化與農民收入間存在均衡關系，城鎮化有利于農民收入的增加。
　　2.短期非均衡模型
　　模型（1*）、（2*）、（3*）的解釋變量前面的參數均為負數，且t檢驗值均不顯著，模型的擬合優度很小，表明短期內，城鎮化與于農民純收入、家庭經營性收入、家庭經營性收入中的第一產業性收入之間存在一種負相關關系，并且這種關系不是很顯著。短期內，城鎮化與三種收入存在不顯著的負相關關系，可能原因是在城鎮化發展初期，農民在由農村人口轉變為城鎮人口過程中，收入中的一部分要用于房屋建設、家居產品以及其他一些費用等支出，同時，對農民的生產活動產生一定的影響，直接影響農民的收入。
　　3.未進行協整分析的第二、三產業性收入
　　根據城鎮化與各種收入的相關性分析表表3以及樣本變量的ADF檢驗表（表4，）可以知道，雖然家庭經營收入中的第二、三產業與城鎮化之間存在很強的相關性，但是由于城鎮化是2階單整，第二、第三產業是1階單整，單整階數不同，因而不能進行協整分析，說明城鎮化與農民第二、第三產業性收入還未建立長期均衡關系。
　　五 結論與建議
　　本文通過對城鎮化與農民各種收入之間關系的實證分析，可以得到以下結論。
　　第一，長期中，城鎮化與農民人均純收入、農民家庭經營性收入、農民家庭經營性收入中的第一產業性收入之間存在長期均衡關系，并且影響顯著，間接證明了“城鎮化是現代化應有之義和基本之策”，加快推進城鎮化建設，對于“新農村建設”和解決三農問題具有重要的現實意義。
　　第二，從短期看，城鎮化對農民各種收入的直接影響均不顯著，由于農民在城鎮化進程中，自身也需要進行一定的投資和消費，因此可能在初期存在一定的負相關，從長遠來看，這是城鎮化進程中的農民自己調節過程。
　　第三，從上述研究分析可知，城鎮化對于農民家庭經營性收入中的第二、三產業還未產生有效影響，同時，農民的第二、第三產業性收入增勢緩慢，增量極少，說明目前我國工業和服務業的發展，并未能充分惠及廣大的農村地區。
　　城鎮化建設對我國經濟、社會、文化都有巨大而深遠的影響，也是我國現代化建設的重大戰略。
　　首先，要遵循經濟規律，在全面推進現代化建設的同時，要堅持“大中小城市和小城鎮協調發展”這一城鎮化戰略核心，穩步提升城鎮化率。我國目前城鎮化的地區差異較大，各省、市、地區應根據各地實際情況積極穩妥地發展，不能盲目攀比，在追求“量”的同時，更應重視城鎮化發展的“質”。
　　其次，城鎮化的實質是讓農村居民轉變為城市居民，這一轉變中的關鍵因素是大量農村勞動力的轉移、現代化農業的發展以及農村地區非農產業的推進，這一轉變過程需要有充足的思想和物質準備。城鎮化的實質決定其長期性，因而，在采用城鎮化途徑增加農民純收入的政策選擇上，應采取長期政策而非短期政策，盡可能避免短期行為，以保證城鎮化對農民收入影響的正向促進作用持續、長久。
　　再次，應更多地關注農民切身利益，深化城鄉統籌發展力度，加快戶籍制度改革，建立農民職業培訓制度，除了加強農村義務教育外，還應積極開展對農民的職業技能培訓，重點是提高農村居民進城后的就業能力，使其更快、更好的適應城鎮生活。
　　最后，推動工業升級與城鎮化相結合，促進廣大農村地區的城鎮化建設，發揮服務業最大就業“容納器”的作用，廣泛吸納農村剩余勞動力，讓工業和服務業的發展惠及農村居民。
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