基于ECM模型的城鎮化與農民工資性收入關系的實證研究

方 娜，張開華

（中南財經政法大學 工商管理學院，武漢430060）

1 城鎮化與農民收入互動關系內在機理

1.1 城鎮化對農民收入的影響

首先，我國城鎮化最顯著的特征是農村勞動力大規模轉移。2013年農民工總規模達2.69億人，農民工資性收入大幅度提高主要來自大規模農村勞動力轉移就業。據中國統計局的統計口徑，農民收入按來源分為農民工資性收入、農民家庭經營純收入和轉移性及財產性收入三部分。目前具體分析農民收入結構可以得出，財政轉移收入和財產性收入變化不大，務農收入在農村家庭收入中的比重呈下降趨勢，以進城打工為主的兼業收益占比不斷上升，已成為農民增收的主要來源。2013年農民工資性收入占到農民收入的45.3%，其中農民收入增長59.0%來自農民工資性收入的貢獻。據國家統計局的數據，2013年農民人均純收入達到8896元，農民的工資性收入首次超過家庭經營性收入。這反映出農民已經開始在分享城鎮化和工業化的成果了。

其次，城鎮化將促進農業經營主體和模式的發展轉型，使得農民“收入倍增”成為可能。城鎮化建設的加快推進使得農業經營主體實現由單一生產小農向規模化專業大戶的升級轉型，農民市民化將打通農村富余勞動力向外轉移的渠道，推動城鎮私營業主群體的發展壯大。農業產業化公司進入農業領域使得農業經營模式發生根本變革，龍頭企業通過大規模集中資源和專業化經營管理，能夠增加農民就業選擇，有效分擔農戶風險，實現“公司+農戶”的雙贏，這些都有利于提高農民非農收入。

第三，城鎮化的過程即農村人口的逐漸減少，城鎮人口逐漸增加的過程。而農村人口的減少使農民人均耕地面積增加，城鎮人口增加意味著對農產品的需求量的增加。農民收入特別是務農收入受農產品價格和農產品銷售量的兩個因素的影響，即使保持農產品價格水平不變的情況下，農民收入也會隨著農產品銷售量增加而增加。同時農村人口進入城鎮以后，由于生活方式和飲食質量方面的改善也會增加對農產品的需求量。因此，城鎮人口的增加意味著農民收入的增加。

1.2 農民收入增加對城鎮化進程的影響

根據馬斯洛需求層次理論,收入增長以后,農民的消費需求會隨之擴大,需求擴大引起供給增加,為了滿足農民日益增長的消費需求,城鎮將通過擴大生產為農民提供產品和服務,這就帶動了城鎮經濟的發展,而城鎮經濟發展本身就是城鎮化的以部分,因此農民收入增加帶動了城鎮化發展；其次農民的儲蓄會隨著收入的增加而增加，這些儲蓄將進入金融機構，并被金融機構用于一序列經濟活動，于是農民的儲蓄就轉化成社會資本并用于社會再生產活動，社會再生產的過程將直接推動城鎮化發展；第三，農民的購買力隨著收入增加而增強，因此在消費過程中的間接納稅額也相應增多，一定程度上促進了政府部門稅收的增加，政府稅收增加以后，會加大財政支出，加快當地經濟建設，這也間接加快了城鎮化的進程。

可見，城鎮化與農民收入之間存在一定的互動關系，理清這一關系將有利于更好地解決“三農”問題，同時實現新型城鎮化。本文應用協整分析及ECM模型來具體分析城鎮化與農民工資性收入之間的長期、短期互動關系。

2 城鎮化與農民工資性收入互動關系的實證分析

2.1 數據收集

本文中研究的變量分別為城鎮化率、農民工資性收入，在本文中分別用CZHL、GZ來表示。樣本期為1978～2013年，數據均來自歷年《中國統計年鑒》。其中，農民工資性收入GZ以現價形式表示，為了消除物價因素的影響，本文使用1978年為基期的農民工資性收入指數（用GZI表示）對其進行調整。為了不改變變量之間的依存關系，同時消除時間序列中存在的異方差，對原始數據取自然對數。因此對原始數據CZHL、GZI分別取自然對數，取對數以后的新變量我們分別用L(CZHL)、L（GZI）來表示，其相應的一階差分序列為△L(CZHL)、△L(GZI)。本文采用計量經濟學eviews6.0分析軟件。

2.2 平穩性檢驗

為了避免直接對非平穩的時間序列進行回歸導致謬誤回歸,估計結果失去現實意義，需要先對實際的時間序列進行平穩性檢驗。采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗方法對變量L(CZHL)和L（GZI）進行單位根檢驗（結果見表1）。

表1 相關變量的ADF檢驗

由表1可知，L(CZHL)和L(GZI)的P值分別為0.9086和0.9921均大于0.05,所以不能拒絕原假設,序列L(CZHL)、L(GZI)都存在單位根,是非平穩時間序列。因此，需要進一步對序列L(CZHL)及L(GZI)分別進行一階差分，分別用△L(CZHL)、△L(GZI)表示，再分別對其進行ADF檢驗。由表1可知，△L(CZHL)、△L(GCI)的P值分別為0.0000、0.0000均遠小于0.05，所以拒絕原假設，序列△L(CZHL)、△L(GZI)不存在單位根，是平穩時間序列。這說明L(CZHL)、L(GZI)均為一階單整序列。

2.3 協整檢驗

如果兩個變量是協整的則它們之間存在著一個長期穩定的比例關系，這種關系稱之為協整。協整檢驗常在檢驗變量具有同階單整性的基礎上進行，常用的方法有兩變量的EG檢驗和多變量的Johansen檢驗。由于L(CZHL)和L(GZI)均為一階單整序列,本文采用EG檢驗法即第一步：對L(CZHL)與L(GZI)進行回歸；第二步：檢驗L(CZHL)與L(GZI)變量之間是否存在協整關系。

第一步：利用統計分析軟件eviews6.0進行分析，以L(GZI)為解釋變量，以L(CZHL)為被解釋變量，用OLS回歸模型，輸出結果如下：

由于殘差序列的均值為零，所以本文對上述兩個OLS回歸方程所得到的殘差序列進行ADF檢驗時選擇無截距項、無趨勢項形式的ADF檢驗來具體檢驗回歸殘差項的平穩性。檢驗結果如下表2所示，P值分別為0.0068,0.0034遠小于0.05，表明上述兩個OLS回歸方程所得到的殘差序列不存在單位根，是平穩序列。即說明城鎮化率與農民工資收入之間存在協整關系。

表2 殘差序列ADF單位根檢驗結果

根據EG檢驗原理，上述協整回歸方程揭示了城鎮化發展水平與農民工資性收入之間存在長期均衡關系。上述OLS方程式（1）、OLS方程式（2）表明L(CZHL)、L(GZI)前面的系數分別為3.9818和0.2211，即：城鎮化率每提高1個單位，將會促進農民工資性收入增長3.9818個單位；農民工資性收入每增長1個單位，將會促進城鎮化率提高0.2211個單位。上述實證分析表明：城鎮化率與農民工資性收入之間存在著長期互為促進的關系，只是其促進作用的強弱程度不一樣（3.9818＞0.2211），城鎮化發展水平對農民工資性收入增長的促進作用顯著性地強于農民收入增長對城鎮化發展水平的促進作用。

2.4 格蘭杰因果檢驗

檢驗兩個變量之間因果關系的一種常用方法即格蘭杰（Granger）因果關系檢驗。滯后的階數的選定是進行Granger因果關系檢驗的重要指標，本文基于AIC定階準則來確定選擇最優滯后階數K=1。

表3 格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

從表3格蘭杰（Granger）因果關系檢驗結果可以看出，在10%的顯著性水平下，L(CZHL)是L(GZI)的Granger原因，在5%的顯著性水平下，L(GZI)是L(CZHL)的Granger原因。亦即我國的城鎮化水平的提高與農民工資性收入水平的提高互為Granger原因。

2.5 誤差糾正模型（ECM）

兩個變量之間的長期均衡關系通過協整檢驗可以實現,而檢驗兩個變量之間的短期的變動關系需要建立誤差修正模型來具體分析,即用解釋變量離開均衡狀態的偏差值來解釋短期的變動關系。本文建立反映L(GZI)與L(CZHL)之間短期動態均衡關系的ECM模型為：

上述結果表明，誤差糾正項的系數大小為0.145不顯著，即當短期內出現偏離長期均衡情況時，從非均衡狀態向長期均衡狀態調整的速度較慢（約為14.5%）。

3 結論及政策建議

從實證分析的結果可以看出：全國城鎮化水平的提高和農民工資性收入水平的增長互為Granger原因；我國城鎮化水平與農民工資性收入水平的之間存在一種顯著的長期穩定的同向變動關系，其中城鎮化發展水平對農民工資性收入增長的促進作用顯著性強于農民工資性收入增長對城鎮化發展水平的促進作用；據ECM模型分析得出，從短期看我國城鎮化推進對農民工資性收入變化影響不太明顯。綜合上述分析，對我國農民增收及我國城鎮化的實現問題作出以下幾點思考：

第一，推進城鎮化需要制定以農民收入持續增長為先導的新型城鎮化戰略。城鎮化過程是一場深刻的社會大變革，要推動新型城鎮化持續、健康、協調、均衡發展，既要遵循規律，順應時勢，又要統籌協調，量力而行，在政府可承受、農民可接受、發展可持續的前提下積極推進。因此，要協調城鎮化發展與農民收入增長之間的關系，各級政府應及時制定“以農民收入持續增長為先導、多元化、非均衡、綜合發展”的城鎮化發展戰略。

第二，推進城鎮化需特別強調有序發展中小城鎮。推進新型城鎮化出發點和終極目的是促進農民轉移，實現農民向市民身份的轉換，促進農民持續增收。在當前二元結構短期內尚不能徹底破除的情況下，大力推進中小城鎮建設，鼓勵和引導農民就地轉移和就地創業，有利于減少農民轉移成本，促進農民增收，讓廣大農民群眾真正觸摸到、感受到、享受到城鎮化的好處，真正切實分享到城鎮化的成果。

第三，推進新型城鎮化必須以改革創新釋放發展紅利。在城鎮化推進過程中，不只是要繼續為農村居民提供更多的非農就業機會，更重要地是，農民收入要能隨著城鎮化的發展得到全面、持續的提升。因此，盤活農村土地等財產，賦予農民更多的財產權益，讓農民全面分享城鎮化成果就成為今后我國城鎮化的重要目標。

[1]宋元梁，肖衛東.中國城鎮化發展與農民收入增長關系的動態計量經濟分析[J].數量經濟技術經濟研究,2005，（9）.

[2]范愛軍,王麗麗.我國城鎮化發展與農民收入增長的實證分析[J].山東社會科學,2007，（3）.

[3]王淑梅,危兆麟.農民收入與城鎮化關系的實證分析[J].財政研究，2007，（4）.

[4]郭海華,李蘭花.廣東省城鎮化發展、工業化發展與農民收入增長的協整分析[J].特區經濟,2009.

[5]郭慶然.中部地區城鎮化、農業現代化與農民收入增長的實證分析[J].統計與決策,2013，（23）.

[6]王永杰,宋旭,鄧海艷.城鎮化水平與農民收入關系的動態計量經濟分析-以四川省為例[J].財經科學,2014.

[7]易丹輝.數據分析與EVIEWS應用[M].北京：中國統計出版社，2002.