基于收入結構視角的城鎮化與農民收入關系的協整分析

方娜，王其和

摘要：運用協整分析及格蘭杰因果檢驗方法對中國1978-2013年中國城鎮化與農民收入互動關系進行了實證分析。結果表明，從長期來看中國城鎮化與農民收入間存在長期穩定的正向變動關系。其中，農民工資性收入、農民轉移性及財產性收入與城鎮化率互為格蘭杰因果，城鎮化不是農民人均純收入、農民家庭經營收入的格蘭杰原因，而農民人均純收入、農民家庭經營收入是城鎮化的格蘭杰原因。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。

關鍵詞：城鎮化;農民收入;收入結構;協整檢驗

中圖分類號：F328;F224.0 ? ? ? ?文獻標識碼：A ? ? ? ?文章編號：0439-8114（2014）23-5884-04

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2014.23.067

目前，許多研究主要關注城鎮化與農村居民純收入之間的關系[1-3]，并沒有從農民收入來源的角度進行進一步分析。鮮有文獻論證近30年城鎮化的推進與農村居民純收入中各來源之間是否存在長期的均衡及因果關系。本研究試圖運用計量經濟學中的協整理論及格蘭杰因果檢驗方法來具體分析中國1978-2013年的相關經濟變量，進一步驗證城鎮化與農村居民純收入中哪些來源收入之間存在正向拉動關系，并為今后的新型城鎮化政策的制定提供一定的實證基礎。

1 ?城鎮化與農民收入互動關系的實證分析

1.1 ?數據收集

本研究中研究的變量分別為城鎮化率（CZHL）、農民人均純收入（NCI）、農民工資性收入（GZI）、農民家庭經營性收入（JYI）和農民的轉移性及財產性收入（CCI）。樣本期為1978-2013年，數據均來自歷年《中國統計年鑒》，經濟變量的原始數據見表1。為了消除原始時間序列中存在的異方差同時不改變原變量之間的關系，并能使其趨勢線性化，本研究采用取自然對數來處理原始時間序列，對原始數據CZHL、NCI、GZI、JYI、CCI分別取自然對數，取自然對數以后的新變量分別用L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）來表示。本研究采用計量經濟學Eviews 6.0分析軟件。

1.2 ?平穩性檢驗

對實際的時間序列應該進行平穩性檢驗，以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。采用單位根檢驗（ADF檢驗）方法分別對變量L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）進行單位根檢驗，檢驗結果如表2所示。

由表2可知，L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）的P值分別為0.908 6、0.856 7、0.992 6、0.985 3、0.972 9均大于0.05，所以不能拒絕原假設，序列L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）都存在單位根，是非平穩時間序列。因此，進一步將序列L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）分別一階差分，得到ΔL（CZHL）、ΔL（NCI）、ΔL（GZI）、ΔL（JYI）、ΔL（CCI），再分別對其進行ADF檢驗。由表2可知，ΔL（CZHL）、ΔL（GZI）、ΔL（JYI）、ΔL（CCI）的P值分別為0.000 0、0.000 0、0.006 3、0.002 3，均遠小于0.05，ΔL（NCI）的P值為0.087 4，小于0.10，所以拒絕原假設，序列ΔL（CZHL）、ΔL（NCI）、ΔL（GZI）、ΔL（JYI）、ΔL（CCI）不存在單位根，是平穩時間序列。這說明L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）均為一階單整序列。

1.3 ?格蘭杰因果檢驗

格蘭杰（Granger）因果檢驗是用于檢驗兩個變量之間因果關系的一種常用方法。首先，分別用L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）同L（CZHL）進行Granger因果檢驗（表3）。由表3可知：在5%的顯著性水平下，L（CZHL）不是L（NCI）的Granger原因，而L（NCI）是L（CZHL）的Granger原因，L（CZHL）不是L（JYI）的Granger原因，而L（JYI）是L（CZHL）的Granger原因;在10%顯著性水平下，L（CZHL）是L（GZI）的Granger原因，而L（GZI）是L（CZHL）的Granger原因，L（CZHL）是L（CCI）的Granger原因，而L（CCI）是L（CZHL）的Granger原因。即農村居民人均純收入、工資收入、家庭經營收入、轉移性及財產性收入的提高是城鎮化率上升的原因，但是城鎮化水平的提高對農村居民人均純收入、家庭經營收入的提高沒有顯著的因果關系，城鎮化水平的提高是工資性收入、轉移性及財產性收入提高的原因。

1.4 ?協整檢驗

協整的經濟含義在于：兩個變量，雖然它們具有各自的長期波動規律，但是如果它們是協整的，則它們之間存在著一個長期穩定的比例關系[4]。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）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）均為一階單整序列，本研究采用EG檢驗法來檢驗其協整關系。首先對L（CZHL）與L（NCI）、L（CZHL）與L（GZI）、L（CZHL）與L（JYI）、L（CZHL）與L（CCI）進行回歸，然后分別檢驗上述回歸方程得到的回歸殘差的平穩性來檢驗上述變量之間是否存在協整關系。利用Eviews6.0分析軟件，以L（NCI）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：endprint

L（CZHL）=1.719 6+0.244 0L（NCI） ? ?（1）

（18.431 1）（18.908 8）

（0.000 0）（0.000 0）

R2=0.91 ? ?F=357.541 8

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：

L（CZHL）=2.137 9+0.222 0L（GZI） （2）

（24.981 0）（15.800 2）

（0.000 0） ?（0.000 0）

R2=0.88 ? ?F=249.648 1

以L（JYI）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：

L（CZHL）=2.014 59+0.219 8L（JYI） ? （3）

（17.735 4） （12.954 3）

（0.000 0） ?（0.000 0）

R2=0.83 ? ?F=167.198 146

以L（CCI）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：

L（CZHL）=2.460 6+0.223 0L（CCI） ? （4）

（40.871 8）（17.270 0）

（0.000 0） ?（0.000 0）

R2=0.89 ? ?F=298.250 0

以L（CZHL）為解釋變量，以L（GZI）為被解釋變量，用OLS回歸模型，輸出結果如下：

L（GZI）=-7.763 2+3.965 1L（CZHL） ? ?（5）

（-8.907 0）（15.800 2）

（0.000 0） ?（0.000 0）

R2=0.88 ? ?F=249.648 1

以L（CZHL）為解釋變量，以L（CCI）為被解釋變量，用OLS回歸模型，輸出結果如下：

L（CCI）=–9.445 3+4.025 0L（CZHL） ? ?（6）

（-11.669 1）（17.270 0）

（0.000 0）（0.000 0）

R2=0.90 ? ?F=298.253 8

在上述各回歸方程的基礎上，分別對OLS回歸得到的殘差序列進行單位根檢驗，由于殘差序列的均值為0，所以選擇無截距項、無趨勢項的ADF檢驗來檢驗回歸殘差的平穩性（檢驗結果見表4）。檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，上述6個OLS回歸所得到的6個殘差序列均不存在單位根，均是平穩序列。說明城鎮化率與農民人均純收入之間、城鎮化率與農民工資收入之間、城鎮化率與農民家庭經營收入之間、城鎮化率與農民轉移性及財產性收入之間均存在協整關系。

2 ?主要結論

2.1 ?農民收入的變動對城鎮化率的影響分析

通過對1978-2013年農村居民人均純收入、農民工資性收入、農民家庭經營收入、農民轉移性及財產性收入分別對城鎮化率的影響進行分析和計量研究，所得出的結論為：從長期看，農村居民人均純收入的提高對城鎮化率的提升有著顯著性的影響，農村居民人均純收入平均變動1%可引起城鎮化率同方向變動0.244 0%;農民工資性收入的提高對城鎮化率的提升有著顯著性的影響，農民工資性收入平均變動1%可引起城鎮化率同方向變動0.222 0%;農民家庭經營收入的提高對城鎮化率的提升有著顯著性的影響，農民家庭經營收入平均變動1%可引起城鎮化率同方向變動0.219 8%;農民轉移性及財產性收入的提高對城鎮化率的提升有著顯著性的影響，農民轉移性及財產性收入平均變動1%可引起城鎮化率同方向變動0.223 0%。

按照相應的變動幅度的大小排序為：農村居民人均純收入對城鎮化率的提升影響最大，其次是農民轉移性及財產性收入，然后是農民工資性收入，最后是農民家庭經營收入。

2.2 ?城鎮化率的變動對農民收入的影響分析

結合Granger因果檢驗結果，分別對城鎮化率對農民工資性收入的影響、城鎮化率對農民轉移性及財產性收入的影響進行計量分析，得出的結論為：從長期看，城鎮化率的提升對農村居民工資性收入的提高有著顯著性的影響，城鎮化率平均變動1%可引起農村居民工資性收入同方向變動3.965 1%;城鎮化率的提升對農村居民轉移性及財產性收入的提高有著顯著性的影響，城鎮化率平均變動1%可引起農村居民轉移性及財產性收入同方向變動4.025 0%。

長期來看城鎮化率的變動對農村居民工資性收入、農村居民轉移性及財產性收入的影響幅度（3.965 1%，4.025 0%）遠大于農村居民工資性收入、農村居民轉移性及財產性收入對城鎮化率的影響幅度（0.222 0%，0.223 0%）。

3 ?原因分析

從上面Granger因果分析來看，農民人均純收入的提高、農民家庭經營收入的提高是城鎮化率提高的Granger原因，但是城鎮化率的上升卻不是農民人均純收入提高、農民家庭經營收入提高的Granger原因。從理論上說，城鎮化政策應有利于農民收入的提高，但是在現實生活中，城鎮化的推進并未對農民增收帶來正面影響，特別是在政策措施不科學或不合理的情況下更是如此。具體體現在以下4個方面：一是居高不下的城鎮轉移成本影響農民收入的提高。農民從農村向城鎮遷移的過程中要支付如制度約束成本、就業成本、生活成本、機會成本、風險成本等名目繁多的遷移成本。向城鎮遷移的高成本影響了農民的收入水平;二是不少地方政府借城鎮化之機大量征地，侵占了農民的土地收益。由于農民被征用的耕地補償費低，農民耕地的出賣或流轉并未真正帶來可觀的收入;三是城鎮化過程中農村中大量生產要素流入城鎮，阻礙了農村經濟的發展，制約了農民收入的增加，首先，高素質農民由農村遷移到城鎮，造成農民整體素質下降，其次，伴隨著農民遷入城鎮，大量農村財富流入城鎮，如有形的貨幣資金和家庭生活設施、無形的生產財富的能力等，形成農村資金的非農化，在一定程度上影響了農村經濟的發展，制約了農民收入的增加;四是城鄉差距拉大，導致農村地區的衰退。長期以來，大多數城鎮經濟中心地位的形成得益于行政力量，并不符合經濟區位優勢和交易成本最低法則。城鄉差別的拉大，使農村地區的生存和發展條件相對惡劣，農民增收困難[5]。

4 ?建議

根據上述結論，各級政府應重視以下幾方面的工作。

1）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，順應發展，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[6]。提高農民收入是城鎮化發展的第一要務，因此應該以增加農民收入為主要著眼點推進城鎮化進程。

2）本研究實證分析表明，在農民工資性收入與城鎮化水平之間、農民財產性收入與城鎮化水平之間互為因果關系。因此，為了能提高農民收入，不僅需要長期的城鎮化政策，還需要兼顧兩者之間的協調發展，切實提高城鎮化質量，實現農民收入的可持續增長。在今后的城鎮化發展過程中，繼續為農村居民提供更多的非農就業機會，以使農民收入隨著城鎮化的發展得到全面提高。盤活農村土地等財產，賦予農民更多的財產權益（如土地流轉、集體財產股份分紅等），提高農民收入，實現城鎮化與農民收入的良性互動。

3）新型城鎮化是以人為核心的城鎮化，是一個長期復雜的過程，必須保護農民利益，要有產業支撐，有服務保障，在積極穩妥地推進城鎮化過程中要協調好大、中、小城市關系，體現出東、中、西部地區的差異性。

參考文獻：

[1] 姚壽福.四川城鎮化與農民收入關系的協整分析[J].經濟問題，2012（7）：83-87.

[2] 陳曉燕.城鎮化與農民收入的影響分析[J].農村經濟與科技，2011（1）：52-53.

[3] 關大宇.各地區農民收入差異與城鎮化發展水平的相互關系[J].統計與決策，2007（2）：61-64.

[4] 李子奈.計量經濟學[M].北京：高等教育出版社，2000.

[5] 章 ?錚.大多數外出農民工“進不起城”[N].第一財經日報，2012-12-06（A）.

[6] 鐘 ?瑛.新型城鎮化需以農民收入持續增長為先導[N].各界導報，2013-07-12（3）.endprint