浙江城鎮化發展與農民收入變化實證分析

周眾幃

（國家統計局浙江調查總隊，浙江 杭州 310012）

目前，農民收入增長已成為當前居民收入增長的難點。研究表明，城鎮化對于農村人口和農業剩余勞動力的轉移作用巨大，而農民收入的提高在很大程度上取決于農村人口和農業剩余勞動力轉移的速度和規模，因此城鎮化與農民收入增長之間存在互相促進的函數關系。本文擬從定量分析的層面上就浙江省城鎮化發展與農民收入變化之間的長期和短期關系進行分析，并提出相關結論和建議。

我國城鎮化的逐步推進，是拉動消費、擴大內需和加快轉變經濟發展方式的需要，也是調整和優化經濟結構、提升經濟發展質量以及解決“三農”問題的重要途徑，這已被當代發展經濟學的研究所證實。許經勇（2001）、李文（2001）、張文華（2003）、李劍閣、韓俊（2004）等認為農民收入增長緩慢的根本原因在于城鎮化發展嚴重滯后；吳敬璉（2002）認為，實現大量農村剩余勞動力向非農產業的轉移，是解決“三農”問題，順利實現工業化和城市化的中心環節；左鵬飛（2012）認為，長期內城鎮化對農民收入具有均衡的積極影響，印證了堅持城鎮化這一長期戰略的必要性；厲無畏（2013）認為，農村城鎮化的紅利在于提高農民收入，讓農民享受到公共服務。

一、浙江城鎮化與農民收入相關性實證分析

（一）數據來源

本文選擇非農業人口占總人口的比重和農村居民家庭人均純收入兩個指標分別表示城鎮化水平與農民收入水平。根據2012年《浙江統計年鑒》及相關簡要本所提供的信息，得到1978-2012年間非農業人口占總人口的比重X和農村居民家庭人均純收入Y的兩組時序數據。為消除數據物價因素的影響，本文按照1978年為基年物價指數對數據進行縮減，為消除數據中存在的異方差，分別對兩個變量取自然對數，為LnX和LnY， 其相應的一階差分序列為ΔLnX、ΔLnY。

（二）模型設定

圖1 LnX時序圖

圖2 LnY時序圖

從圖1和圖2上可以看出，各變量存在明顯的不平穩性，通常說來，由于變量的非平穩性，直接回歸可能會引起偽回歸的問題。因此，我們考慮用協整檢驗、誤差修正模型和因果關系檢驗等方法來研究城鎮化發展與農民收入變化兩者之間的聯系。

（三）平穩性檢驗

在進行變量之間協整檢驗前，先對各變量進行ADF單位根檢驗方法平穩性檢驗，應用EViews5.1軟件，對LnX、LnY、ΔLnX、ΔLnY進行ADF檢驗。

從圖1和圖2上可以看出，LnX、LnY兩序列是具有截距及趨勢的，ΔLnX、ΔLnY兩序列是具有截距，但差分會消除趨勢。從而得出以下ADF檢驗結果，如表1。

表1 ADF檢驗結果

由表1可知，在10%的顯著性水平下，原變量均是非平穩的，但是經過一階差分之后，均變為平穩的，因此它們都是一階單整。故而，可以對它們進行協整檢驗。

（四）協整檢驗

我們采用Johansen 協整檢驗法檢驗變量之間是否存在協整關系。Johansen協整檢驗是一種基于VAR模型的檢驗方法，在進行協整檢驗之前需要先確定VAR模型的最優滯后階數。協整檢驗對滯后階數尤為敏感，不當的滯后階數，很可能導致虛協整，因此確定合理的滯后階數尤為重要，由于數據量的原因，我們考慮在滯后階數為7階以內的無約束VAR模型。

表2 VAR滯后階數選擇

從表2可以看出，在各種準則標準下，6階選擇是最為合理的（被選中的次數最多），因此確定VAR的滯后階數為6階，協整檢驗的滯后階數為5階（協整檢驗的滯后階數要比無約束VAR模型的滯后階數少一階）。通過模型選擇的聯合檢驗，選擇數據空間有線性確定性趨勢、協整方程有截距項無趨勢的模型進行協整檢驗。

表3 協整檢驗結果

從表3中可以看出，在5%的顯著性水平下，拒絕了不存在協整關系的原假設，并接受了至多存在一個協整關系的原假設，因此認為LnYt與LnXt之間存在協整關系，說明農民收入變化和城鎮化發展之間存在長期均衡關系。

根據方程和參數的顯著性，得出一個協整方程（括號內為系數的標準差）：

由這協整方程可以得到誤差修正式：

從協整方程式（1）可以看出，城鎮化水平每變動1個單位，將會促進農民收入正向變動2.331387個單位。因此，該協整回歸方程具有現實意義。

（五）誤差修正模型

根據Granger定理，一組具有協整關系的變量一定具有誤差修正模型的表達式存在。誤差修正模型反映的是變量在短期波動中偏離它們長期均衡關系的程度，它為我們提供了分析短期動態關系的工具。選擇數據空間有線性確定性趨勢、協整方程有截距項無趨勢、滯后期為5的VECM模型，估計結果為（括號內為系數的標準差）：

誤差修正模型（3）描述了均衡誤差對農民收入變化短期動態的影響，誤差修正系數為負數，符合相反修正機制，說明其在偏離均衡時有自我恢復的能力，誤差修正系數為-0.223768，說明長期均衡趨勢誤差校正項對農民收入增長的調整幅度為22.3768%，具有良好的調節作用。從誤差修正模型來看，城鎮化發展的第2、4、5年將對當期收入反向變化，城鎮化發展的第1、3年將對當期收入正向變化， 我們可以認為城鎮化發展狀況對農民收入變動的長期影響更為顯著。

（六）格蘭杰因果分析

根據協整檢驗結果，城鎮化發展與農民收入變化之間存在長期的均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系，即對于城鎮化發展與農民收入變化之間是否有因果關系，必須進一步證實。采用格蘭杰因果分析進行驗證，由于Granger因果關系滯后期數選使AIC值最小的那個滯后期值，所以確定滯后階數為6階，城鎮化發展與農民收入變化之間的Granger因果關系的檢驗結果見表4。

表4 城鎮化發展與農民收入變化之間的因果關系檢驗

從表4可以看出，滯后期數分別為1至3的農民收入變化不是引起城鎮化水平變化的原因，但滯后期數分別為1至3的城鎮化水平變化是引起農民收入變化的原因。滯后4期的城鎮化水平的變動不是引起當期農民收入變化的原因，滯后4期的農民收入變動是引起當期城鎮化水平變化的原因，滯后5期的城鎮化水平的變動是引起當期農民收入變化的原因，同樣滯后5期的農民收入變動是引起當期城鎮化水平變化的原因。在短期內，城鎮化發展會對農民收入變化產生直接的影響，而農民收入變化不會影響城鎮化的發展。但在第5個滯后期數上，城鎮化的發展促進了農民收入的變化，同時農民收入的變化有助于城鎮化的推進，兩者之間具有雙向因果關系。這也說明我國在采用城鎮化發展促進農民收入變化的政策上，應采取長期政策而非短期政策。只有這樣才能保證城鎮化發展對促進農民收入變化起到持久的效果。

二、結論及建議

根據上述實證分析，可得出以下基本結論：

（1）城鎮化水平與農民收入水平兩者之間存在協整關系，即城鎮化發展與農民收入變化之間存在長期的均衡關系。

（2）從誤差修正模型來看，說明城鎮化發展狀況對農民收入變化的長期影響更為顯著。誤差修正系數為負數，符合相反修正機制，說明其在偏離均衡時有自我恢復的能力，誤差修正系數為-0.223768，說明長期均衡趨勢誤差校正項對農民收入增長的調整幅度為22.3768%，具有良好的調節作用。

（3）滯后5期是城鎮化發展和農民收入變動互為的因果關系，即本期的城鎮化水平將是5年以后農民收入變動的原因，同樣本期的農民收入變動將是5年以后城鎮化水平變動的原因。

綜合上述定量分析的基本結論，本文認為，城鎮化發展對農民收入增長具有重大作用，浙江省在采用城鎮化發展促進農民收入增長的政策上，應采取長期政策而非短期政策，力求避免其短期性行為，以保證其持久正向效應；在協調城鎮化與農民收入變動之間的關系時，一定要遵循兩者之間內在聯系所決定的基本規律和基本原則。

在黨的十八大明確指出要大力發展城鎮化之際，我們認為，首先發展城鎮化先考慮是對人的城鎮化，再考慮對地區的城鎮化，絕對不是大力造空城就是城鎮化，要追求質量上的城鎮化，讓老百姓真正享有實際紅利的城鎮化。其次，應該遵從長遠發展的原則，避免貪大求快，實施可持續發展戰略，構建和諧社會，搞好城鎮產業發展規劃，搞好鄉鎮村屯的布局規劃，搞好中心城鎮的發展規劃。再次加強基礎設施建設，提高承載能力，強化市政基礎設施建設，加強公共服務設施建設，重視應急設施建設。最后，推進發展城鎮化必須創新體制。可以對土地制度、戶籍制度、農民工市民化、人口政策、現行行政區劃體制、行政體制、公共治理等做出改變與創新，使得浙江省經濟及民生發展得益于城鎮化發展。

[1]吳敬璉.農村剩余勞動力轉移與“三農”問題.宏觀經濟研究. 2002

[2]浙江省統計局.國家統計局浙江調查總隊.浙江省統計年鑒2012.中國統計出版社. 2012

[3]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.山東社會科學.2007

[4]胡鞍鋼.城市化是今后中國經濟發展的主要推動力. 中國人口科學.2003