方娜，王其和

摘要：運(yùn)用協(xié)整分析及格蘭杰因果檢驗(yàn)方法對(duì)中國(guó)1978-2013年中國(guó)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，從長(zhǎng)期來(lái)看中國(guó)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的正向變動(dòng)關(guān)系。其中，農(nóng)民工資性收入、農(nóng)民轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入與城鎮(zhèn)化率互為格蘭杰因果，城鎮(zhèn)化不是農(nóng)民人均純收入、農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入的格蘭杰原因，而農(nóng)民人均純收入、農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因。因此，要協(xié)調(diào)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的關(guān)系，各級(jí)政府應(yīng)及時(shí)制定“以農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)為先導(dǎo)、多元化、非均衡、綜合發(fā)展”的城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化;農(nóng)民收入;收入結(jié)構(gòu);協(xié)整檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：F328;F224.0 ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ? ? ? ?文章編號(hào)：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(guān)注城鎮(zhèn)化與農(nóng)村居民純收入之間的關(guān)系[1-3]，并沒有從農(nóng)民收入來(lái)源的角度進(jìn)行進(jìn)一步分析。鮮有文獻(xiàn)論證近30年城鎮(zhèn)化的推進(jìn)與農(nóng)村居民純收入中各來(lái)源之間是否存在長(zhǎng)期的均衡及因果關(guān)系。本研究試圖運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的協(xié)整理論及格蘭杰因果檢驗(yàn)方法來(lái)具體分析中國(guó)1978-2013年的相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量，進(jìn)一步驗(yàn)證城鎮(zhèn)化與農(nóng)村居民純收入中哪些來(lái)源收入之間存在正向拉動(dòng)關(guān)系，并為今后的新型城鎮(zhèn)化政策的制定提供一定的實(shí)證基礎(chǔ)。

1 ?城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入互動(dòng)關(guān)系的實(shí)證分析

1.1 ?數(shù)據(jù)收集

本研究中研究的變量分別為城鎮(zhèn)化率（CZHL）、農(nóng)民人均純收入（NCI）、農(nóng)民工資性收入（GZI）、農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入（JYI）和農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入（CCI）。樣本期為1978-2013年，數(shù)據(jù)均來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，經(jīng)濟(jì)變量的原始數(shù)據(jù)見表1。為了消除原始時(shí)間序列中存在的異方差同時(shí)不改變?cè)兞恐g的關(guān)系，并能使其趨勢(shì)線性化，本研究采用取自然對(duì)數(shù)來(lái)處理原始時(shí)間序列，對(duì)原始數(shù)據(jù)CZHL、NCI、GZI、JYI、CCI分別取自然對(duì)數(shù)，取自然對(duì)數(shù)以后的新變量分別用L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）來(lái)表示。本研究采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)Eviews 6.0分析軟件。

1.2 ?平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)實(shí)際的時(shí)間序列應(yīng)該進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以避免直接對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行回歸導(dǎo)致謬誤回歸，估計(jì)結(jié)果失去現(xiàn)實(shí)意義。采用單位根檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）方法分別對(duì)變量L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)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(shè)，序列L（CZHL）、L（NCI）、L（GZI）、L（JYI）、L（CCI）都存在單位根，是非平穩(wěn)時(shí)間序列。因此，進(jìn)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(duì)其進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。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(yuǎn)小于0.05，ΔL（NCI）的P值為0.087 4，小于0.10，所以拒絕原假設(shè)，序列ΔL（CZHL）、ΔL（NCI）、ΔL（GZI）、ΔL（JYI）、ΔL（CCI）不存在單位根，是平穩(wěn)時(shí)間序列。這說(shuō)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(yàn)

格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)是用于檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間因果關(guān)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(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)（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(nóng)村居民人均純收入、工資收入、家庭經(jīng)營(yíng)收入、轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入的提高是城鎮(zhèn)化率上升的原因，但是城鎮(zhèn)化水平的提高對(duì)農(nóng)村居民人均純收入、家庭經(jīng)營(yíng)收入的提高沒有顯著的因果關(guān)系，城鎮(zhèn)化水平的提高是工資性收入、轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入提高的原因。

1.4 ?協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整的經(jīng)濟(jì)含義在于：兩個(gè)變量，雖然它們具有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律，但是如果它們是協(xié)整的，則它們之間存在著一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系[4]。協(xié)整檢驗(yàn)常在檢驗(yàn)變量具有同階單整性的基礎(chǔ)上進(jìn)行，常用的方法有兩變量的EG檢驗(yàn)和多變量的 Johansen檢驗(yàn)。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(yàn)法來(lái)檢驗(yàn)其協(xié)整關(guān)系。首先對(duì)L（CZHL）與L（NCI）、L（CZHL）與L（GZI）、L（CZHL）與L（JYI）、L（CZHL）與L（CCI）進(jìn)行回歸，然后分別檢驗(yàn)上述回歸方程得到的回歸殘差的平穩(wěn)性來(lái)檢驗(yàn)上述變量之間是否存在協(xié)整關(guān)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(jié)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(jié)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(jié)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(jié)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(jié)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(jié)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(chǔ)上，分別對(duì)OLS回歸得到的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，由于殘差序列的均值為0，所以選擇無(wú)截距項(xiàng)、無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性（檢驗(yàn)結(jié)果見表4）。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，上述6個(gè)OLS回歸所得到的6個(gè)殘差序列均不存在單位根，均是平穩(wěn)序列。說(shuō)明城鎮(zhèn)化率與農(nóng)民人均純收入之間、城鎮(zhèn)化率與農(nóng)民工資收入之間、城鎮(zhèn)化率與農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入之間、城鎮(zhèn)化率與農(nóng)民轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入之間均存在協(xié)整關(guān)系。

2 ?主要結(jié)論

2.1 ?農(nóng)民收入的變動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)化率的影響分析

通過(guò)對(duì)1978-2013年農(nóng)村居民人均純收入、農(nóng)民工資性收入、農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入、農(nóng)民轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入分別對(duì)城鎮(zhèn)化率的影響進(jìn)行分析和計(jì)量研究，所得出的結(jié)論為：從長(zhǎng)期看，農(nóng)村居民人均純收入的提高對(duì)城鎮(zhèn)化率的提升有著顯著性的影響，農(nóng)村居民人均純收入平均變動(dòng)1%可引起城鎮(zhèn)化率同方向變動(dòng)0.244 0%;農(nóng)民工資性收入的提高對(duì)城鎮(zhèn)化率的提升有著顯著性的影響，農(nóng)民工資性收入平均變動(dòng)1%可引起城鎮(zhèn)化率同方向變動(dòng)0.222 0%;農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入的提高對(duì)城鎮(zhèn)化率的提升有著顯著性的影響，農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入平均變動(dòng)1%可引起城鎮(zhèn)化率同方向變動(dòng)0.219 8%;農(nóng)民轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入的提高對(duì)城鎮(zhèn)化率的提升有著顯著性的影響，農(nóng)民轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入平均變動(dòng)1%可引起城鎮(zhèn)化率同方向變動(dòng)0.223 0%。

按照相應(yīng)的變動(dòng)幅度的大小排序?yàn)椋恨r(nóng)村居民人均純收入對(duì)城鎮(zhèn)化率的提升影響最大，其次是農(nóng)民轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入，然后是農(nóng)民工資性收入，最后是農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入。

2.2 ?城鎮(zhèn)化率的變動(dòng)對(duì)農(nóng)民收入的影響分析

結(jié)合Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果，分別對(duì)城鎮(zhèn)化率對(duì)農(nóng)民工資性收入的影響、城鎮(zhèn)化率對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入的影響進(jìn)行計(jì)量分析，得出的結(jié)論為：從長(zhǎng)期看，城鎮(zhèn)化率的提升對(duì)農(nóng)村居民工資性收入的提高有著顯著性的影響，城鎮(zhèn)化率平均變動(dòng)1%可引起農(nóng)村居民工資性收入同方向變動(dòng)3.965 1%;城鎮(zhèn)化率的提升對(duì)農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入的提高有著顯著性的影響，城鎮(zhèn)化率平均變動(dòng)1%可引起農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入同方向變動(dòng)4.025 0%。

長(zhǎng)期來(lái)看城鎮(zhèn)化率的變動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民工資性收入、農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入的影響幅度（3.965 1%，4.025 0%）遠(yuǎn)大于農(nóng)村居民工資性收入、農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)城鎮(zhèn)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(lái)看，農(nóng)民人均純收入的提高、農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入的提高是城鎮(zhèn)化率提高的Granger原因，但是城鎮(zhèn)化率的上升卻不是農(nóng)民人均純收入提高、農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入提高的Granger原因。從理論上說(shuō)，城鎮(zhèn)化政策應(yīng)有利于農(nóng)民收入的提高，但是在現(xiàn)實(shí)生活中，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)并未對(duì)農(nóng)民增收帶來(lái)正面影響，特別是在政策措施不科學(xué)或不合理的情況下更是如此。具體體現(xiàn)在以下4個(gè)方面：一是居高不下的城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移成本影響農(nóng)民收入的提高。農(nóng)民從農(nóng)村向城鎮(zhèn)遷移的過(guò)程中要支付如制度約束成本、就業(yè)成本、生活成本、機(jī)會(huì)成本、風(fēng)險(xiǎn)成本等名目繁多的遷移成本。向城鎮(zhèn)遷移的高成本影響了農(nóng)民的收入水平;二是不少地方政府借城鎮(zhèn)化之機(jī)大量征地，侵占了農(nóng)民的土地收益。由于農(nóng)民被征用的耕地補(bǔ)償費(fèi)低，農(nóng)民耕地的出賣或流轉(zhuǎn)并未真正帶來(lái)可觀的收入;三是城鎮(zhèn)化過(guò)程中農(nóng)村中大量生產(chǎn)要素流入城鎮(zhèn)，阻礙了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，制約了農(nóng)民收入的增加，首先，高素質(zhì)農(nóng)民由農(nóng)村遷移到城鎮(zhèn)，造成農(nóng)民整體素質(zhì)下降，其次，伴隨著農(nóng)民遷入城鎮(zhèn)，大量農(nóng)村財(cái)富流入城鎮(zhèn)，如有形的貨幣資金和家庭生活設(shè)施、無(wú)形的生產(chǎn)財(cái)富的能力等，形成農(nóng)村資金的非農(nóng)化，在一定程度上影響了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，制約了農(nóng)民收入的增加;四是城鄉(xiāng)差距拉大，導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)的衰退。長(zhǎng)期以來(lái)，大多數(shù)城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)中心地位的形成得益于行政力量，并不符合經(jīng)濟(jì)區(qū)位優(yōu)勢(shì)和交易成本最低法則。城鄉(xiāng)差別的拉大，使農(nóng)村地區(qū)的生存和發(fā)展條件相對(duì)惡劣，農(nóng)民增收困難[5]。

4 ?建議

根據(jù)上述結(jié)論，各級(jí)政府應(yīng)重視以下幾方面的工作。

1）制定以農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)為先導(dǎo)的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略。城鎮(zhèn)化過(guò)程是一場(chǎng)深刻的社會(huì)大變革，要推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化持續(xù)、健康、協(xié)調(diào)、均衡發(fā)展，既要遵循規(guī)律，順應(yīng)發(fā)展，又要統(tǒng)籌協(xié)調(diào)，量力而行，在政府可承受、農(nóng)民可接受、發(fā)展可持續(xù)的前提下積極推進(jìn)。因此，要協(xié)調(diào)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的關(guān)系，各級(jí)政府應(yīng)及時(shí)制定“以農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)為先導(dǎo)、多元化、非均衡、綜合發(fā)展”的城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略[6]。提高農(nóng)民收入是城鎮(zhèn)化發(fā)展的第一要?jiǎng)?wù)，因此應(yīng)該以增加農(nóng)民收入為主要著眼點(diǎn)推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

2）本研究實(shí)證分析表明，在農(nóng)民工資性收入與城鎮(zhèn)化水平之間、農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入與城鎮(zhèn)化水平之間互為因果關(guān)系。因此，為了能提高農(nóng)民收入，不僅需要長(zhǎng)期的城鎮(zhèn)化政策，還需要兼顧兩者之間的協(xié)調(diào)發(fā)展，切實(shí)提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入的可持續(xù)增長(zhǎng)。在今后的城鎮(zhèn)化發(fā)展過(guò)程中，繼續(xù)為農(nóng)村居民提供更多的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，以使農(nóng)民收入隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展得到全面提高。盤活農(nóng)村土地等財(cái)產(chǎn)，賦予農(nóng)民更多的財(cái)產(chǎn)權(quán)益（如土地流轉(zhuǎn)、集體財(cái)產(chǎn)股份分紅等），提高農(nóng)民收入，實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入的良性互動(dòng)。

3）新型城鎮(zhèn)化是以人為核心的城鎮(zhèn)化，是一個(gè)長(zhǎng)期復(fù)雜的過(guò)程，必須保護(hù)農(nóng)民利益，要有產(chǎn)業(yè)支撐，有服務(wù)保障，在積極穩(wěn)妥地推進(jìn)城鎮(zhèn)化過(guò)程中要協(xié)調(diào)好大、中、小城市關(guān)系，體現(xiàn)出東、中、西部地區(qū)的差異性。

參考文獻(xiàn)：

[1] 姚壽福.四川城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入關(guān)系的協(xié)整分析[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2012（7）：83-87.

[2] 陳曉燕.城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入的影響分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與科技，2011（1）：52-53.

[3] 關(guān)大宇.各地區(qū)農(nóng)民收入差異與城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的相互關(guān)系[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2007（2）：61-64.

[4] 李子奈.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：高等教育出版社，2000.

[5] 章 ?錚.大多數(shù)外出農(nóng)民工“進(jìn)不起城”[N].第一財(cái)經(jīng)日?qǐng)?bào)，2012-12-06（A）.

[6] 鐘 ?瑛.新型城鎮(zhèn)化需以農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)為先導(dǎo)[N].各界導(dǎo)報(bào)，2013-07-12（3）.endprint