我國城鎮化發展與農民收入增長關系的實證分析：1978～2008

劉天和

[摘 要]截至2008年底，我國城鎮化率已由1978年的17.92%提高到了45.68%，而我國農民人均純收入則由1978年的133.6元增加到了2008年的4761元，城鎮化發展是否促進了農民收入的增加？二者是否存在因果關系？本文通過運用協整（CI）分析、Granger因果關系檢驗對城鎮化發展與農民收入增長之間相關性的表現特征，及其內在規律進行了研究和分析，旨在為我國的城鎮化發展和農民收入持續增長提供理論和實踐依據。實證結果表明，我國城鎮化發展與農民收入增長之間存在著長期的均衡關系，從長期看，兩者之間具有雙向因果關系。

[關鍵詞]城鎮化；農民收入增長；協整分析；Granger因果關系檢驗

[中圖分類號]F323.8 [文獻標識碼]A

農民增收難、農業農村發展滯后已經成為影響我國經濟社會快速發展的最嚴重的瓶頸。基于新世紀我國經濟社會發展的時代特征和“三農”問題的癥結所在，統籌城鄉經濟社會發展，加快推進城鎮化已經成為我國促進農業增效、農民增收和農村發展的重要戰略舉措。城鎮化是經濟社會發展的必然趨勢，也是工業化、現代化的重要標志，逐步提高城鎮化水平，對于擴大內需、推動國民經濟增長，對于優化城鄉經濟結構、促進國民經濟良性循環和社會協調發展，具有重大意義。

1 研究方法與數據

1.1 研究方法

為測度和檢驗城鎮化發展與農民收入增長之間的關系，本文所采用的研究方法主要有：

1.1.1 單位根檢驗。時間序列的平穩性是進行時序分析時的先決條件，否則時間序列的不平穩會導致“偽回歸”問題。因此，我們首先要對相關數據進行平穩性檢驗，即單位根檢驗，然后方可建立非平穩時間序列的回歸模型。學術界對單位根檢驗有多種不同的方法，如DF法、ADF法等，本文主要采用ADF（Augmented Dickey—Fuller）檢驗法。

1.1.2 協整檢驗。協整理論自1978年（Davison，Hendry，Srba和Yeo）提出以來，學術界對其進行了深入細致的研究和推廣（Granger，1983；Engle和Granger，1987）。協整關系表達的是兩個或多個線性增長的經濟量相互影響及自身演化的動態均衡關系。它與傳統的以最小二乘法為基礎的線性回歸分析相比，在統計上更嚴格，更具邏輯性。一般情況下，協整檢驗有EG兩步法與JJ的多變量極大似然法，本文采用EG兩步法。

1.1.3 Granger因果關系檢驗。Granger（1969）和Sims（1972）提出的因果關系檢驗用于確定一個變量能否有助于預測另一個變量。其實質是確定一個變量能否有助于預測另一個變量。基本思想為：如果變量X有助于預測變量Y，即根據Y的過去值對Y進行回歸時，如果再加上X的過去值，能顯著地增強回歸的解釋能力，則稱X是Y的格蘭杰原因，記為X?Y；

1.2 數據的選擇和處理

本文對農民收入增長運用農村居民家庭人均純收入表示，記為PI。城鎮化發展情況用城鎮化水平表示，記為UR。目前我國學術界在衡量我國人口城鎮化水平時所采用的指標有多種，主要有市鎮人口占總人口的比重（統計年鑒中使用的衡量指標）、非農業人口比重及非農活動人口指標等。本文借鑒統計年鑒中的指標，選擇市鎮人口占總人口比重指標來衡量城鎮化水平。

我們采用的樣本區間為1978—2008年。本文使用1978年為基期的商品零售價格指數對其進行縮減，以消除物價因素的影響。為消除數據中存在的異方差，分別對兩個變量取自然對數，其中ΔLnPIt、ΔLnURt分別表示對數變量相應的差分序列。文中所有數據均來自于《中國統計年鑒》及中國統計信息網，我們運用的軟件為Eviews 5.0。

2 城鎮化發展與農民收入增長的實證分析

2.1 單位根檢驗

由于農村居民家庭人均純收入和城鎮化水平序列都是時間序列數據，在進行協整和Granger因果檢驗前，須對序列的平穩性（stationary）進行檢驗，即對其進行單位根檢驗。常用的單位根檢驗方法是ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗，LnPI和LnUR的原序列及其一階差分的單位根檢驗結果見表1。

由表1可以看到，LnPI和LnUR原序列的ADF絕對值均小于1%臨界值的絕對值，單位根檢驗顯示在1%的顯著性水平下為非平穩過程，而它們的一階差分序列的ADF 的絕對值均大于1%臨界值的絕對值，因此，農村居民家庭人均純收入和城鎮化水平的一階差分序列都是平穩過程，即時間序列PI和UR均是一階單整過程。

2.2 協整檢驗

為了進一步分析城鎮化發展與農民收入增長之間是否存在長期的均衡關系，下面對城鎮化水平變量與農民人均純收入變量進行協整分析。

一般地，對于兩組或兩組以上存在單位根的變量序列，如果它們的線性組合是平穩的，則表明這些變量序列之間是協整的。變量之間的協整關系檢驗，主要有EG兩步檢驗法（Engle和Granger，1987）和JJ檢驗法（Johansen，1988）。 本文使用EG兩步法對城鎮化發展與農民收入增長之間是否存在長期均衡關系進行檢驗。

第二步：檢驗上述模型的殘差項是否為平穩序列，即檢驗εt是否是I（0）序列。

殘差序列et 的ADF檢驗結果見表2。由表2可知，ADF檢驗統計量-2.9221均小于各顯著性水平的臨界值，故表明殘差序列et為平穩序列，這表明LnPIt與LnURt之間存在協整關系。

據此判斷，城鎮化發展與農民收入增長之間存在長期均衡關系。此外，該協整回歸方程的實際意義為：城鎮化水平每變動1個單位，將會促進農民收入增長2.0531個單位。

2.*** 表示在1%置信水平下顯著。

2.3 Granger因果關系檢驗

從上述協整檢驗結果可知，城鎮化發展與農民收入增長之間存在著長期穩定的均衡關系，因此我們可運用Granger因果關系檢驗法進一步對二者之間是否存在因果關系進行驗證。

Granger因果關系檢驗法是Granger于1969年基于滯后分布的概念建立的，其實質是確定一個變量能否有助于預測另一個變量。如果變量X有助于預測變量Y，即根據Y的過去值對Y進行回歸時，如果再加上X的過去值，能顯著地增強回歸的解釋能力，則稱X是Y的格蘭杰原因，記為X?Y。

由于Granger因果關系檢驗對滯后的階數非常敏感，為了獲得最佳的滯后階數，我們在此采用AIC和SC信息準則為標準，選取滯后3期為最佳滯后期，城鎮化發展與農民收入增長之間的Granger因果關系的檢驗結果見表3。

由表3可知，滯后期數分別為1至3的農民收入增長變化是引起城鎮化水平變化的原因。滯后期為1至2的城鎮化水平變化不是引起農民收入增長的原因，而滯后期為的城鎮化水平的變動是引起當期農民收入增長變化的原因，同樣滯后期為3的農民收入增長變動是引起當期城鎮化水平變化的原因，都具有90%及以上的解釋能力。

以上實證分析表明，在短期內，城鎮化發展并不會對農民收入增長變化產生直接的影響，而農民收入增長會影響城鎮化的發展。但在一定的滯后期數上，城鎮化的發展與農民收入的增長之間具有雙向因果關系。

3 結論

根據上述基于我國1978—2008年統計數據資料的定量實證分析，可得出以下幾個結論：

（1）城鎮化發展與農民收入增長之間存在長期的均衡關系。協整回歸方程表明，城鎮化水平每增加1個單位，將會促進農民收入增長2.0531個單位。

（2）滯后3期的城鎮化發展與農民收入增長之間互為因果關系，且城鎮化發展對農民收入的影響具有時滯。Granger因果關系檢驗結果表明，本期的城鎮化水平將是3年后農民收入增長變動的原因，同樣本期的農民收入增長也將是3年以后城鎮化水平變動的原因。

以上實證分析結論說明，我國應采用長期的城鎮化發展促進農民收入增長的政策，進而保證城鎮化發展對促進農民收入增長起到持久的效果。

[參考文獻]

[1] 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（03）.

[2] 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——基于協整的Panel Data模型分析[J].統計與決策，2007（02）.

[3] 龔映清，王瑞.城鎮化與解決“三農”問題關系研究[J].農業經濟，2007（03）.

[4] 胡鞍鋼.城市化是今后中國經濟發展的主要推動力[J].中國人口科學，2003（06）.

[5] 姜長云.城鎮化與“三農”問題[J].農業經濟問題，2003（02）.

[6] 劉玉.農業現代化與城鎮化協調發展研究[J].城市發展研究，2007（06）.