韓蕊

摘要：本文運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型，對(duì)中國2005年-2011年31個(gè)地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)民收入之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，以確定城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民收入的影響情況。結(jié)果表明：城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民收入增長之間存在正向相關(guān)關(guān)系，但城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民收入增長的影響幅度較??；從不同地區(qū)來看，西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)村居民收入的影響程度大于中部地區(qū)和東部地區(qū)，而中部地區(qū)大于東部地區(qū)。

關(guān)鍵詞： 城鎮(zhèn)化水平；農(nóng)民收入；面板數(shù)據(jù)模型

1.引言

近年來，收入分配問題已成為我國學(xué)者關(guān)注的熱點(diǎn)，收入等級(jí)差距的日益擴(kuò)大對(duì)我國建立和諧社會(huì)來說是一個(gè)障礙，如何增加低收入群體收入是解決這一障礙的方法之一。 2012年《工業(yè)化藍(lán)皮書》明確指出，提高城鎮(zhèn)化率是中國工業(yè)化水平進(jìn)一步提升的關(guān)鍵，截止2010年，城鎮(zhèn)化率和工業(yè)化水平指數(shù)綜合得分分別為33和66，工業(yè)化水平是城鎮(zhèn)化率的2倍，兩者之間有較大的差距，也可進(jìn)一步表明我國還處于諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)獲得者劉易斯所描述的二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，在這一階段農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移，農(nóng)村收入增長主要靠城市的帶動(dòng)效應(yīng)。因此，推進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)，提高城鎮(zhèn)化水平成為我國各地區(qū)急待解決的問題。2013年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議中也明確指出要“積極穩(wěn)妥推進(jìn)城鎮(zhèn)化，著力提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量”，但城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民收入增長的影響程度如何，有待于深入進(jìn)行深入的研究。

2.文獻(xiàn)綜述

我國學(xué)者關(guān)于城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入之間關(guān)系的研究結(jié)果較為豐富。芮田生，閻洪（2012）通過對(duì)我國1990-2009年農(nóng)民收入的三個(gè)指標(biāo)，即工資性收入、第一產(chǎn)業(yè)的家庭經(jīng)營收入、第二、三產(chǎn)業(yè)的家庭經(jīng)營收入，深入進(jìn)行實(shí)證分析得出以個(gè)下結(jié)論：從中遠(yuǎn)期看，農(nóng)民收入主要受工資性收入的影響，工資性收入主要由城鎮(zhèn)化產(chǎn)生，然后是第二、三產(chǎn)業(yè)的家庭經(jīng)營收入，最后是第一產(chǎn)業(yè)的家庭經(jīng)營收入。范愛軍，王麗麗（2007）運(yùn)用向量誤差修正模型和方差分解研究了我國城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長及其各組成部分之間的關(guān)系，研究結(jié)果表明：長期情況下，城鎮(zhèn)化有助于促進(jìn)農(nóng)民收入增長。馬遠(yuǎn)，龔新蜀（2010）運(yùn)用2000-2007年全國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)研究了城鎮(zhèn)化、財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系，結(jié)果表明：城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民增收的促進(jìn)作用大于財(cái)政支農(nóng)，不同地區(qū)的城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民增收的影響程度不同，西部大于中部，中部大于東部。關(guān)大宇（2007）通過建立各地區(qū)農(nóng)民人均純收入和城鎮(zhèn)化水平兩個(gè)變量的面板模型，利用協(xié)整檢驗(yàn)二者的長期均衡關(guān)系，并建立誤差修正模型，對(duì)長期和短期中的地區(qū)和時(shí)間因素進(jìn)行了比較。梁春梅，肖衛(wèi)東（2010）運(yùn)用協(xié)整、誤差修正模型和Granger因果關(guān)系三個(gè)模型研究了城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系，結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入之間存在長期的均衡關(guān)系，且兩者之間有雙向因果關(guān)系；陳曉燕（2011）運(yùn)用我國1990-2008年城鎮(zhèn)化率與農(nóng)民人均純收入建立計(jì)量模型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化和農(nóng)民收入之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

以上文獻(xiàn)均對(duì)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，但上述文獻(xiàn)沒有考慮到地區(qū)間的差異，且結(jié)果存在矛盾，所選數(shù)據(jù)以時(shí)間序列或截面數(shù)據(jù)居多，因此，本文以全國31個(gè)地區(qū)為樣本，選取各地區(qū)2005年—2011年城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)民收入水平為變量，建立面板模型，探究城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民收入增長的影響機(jī)制。

3.實(shí)證分析

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，我國各省的統(tǒng)計(jì)年鑒及全國人口普查數(shù)據(jù)，以2005年—2011年7年間全國31個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)為依據(jù)，用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎境擎?zhèn)化水平，以CZH表示，用農(nóng)村居民家庭人均純收入表示農(nóng)民的收入水平，以SR表示，由于農(nóng)民收入屬于經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列，為避免異方差和變量單位不統(tǒng)一問題，本文對(duì)SR取以e為底的對(duì)數(shù)，記為LNSR。

3.1單位根檢驗(yàn)

首先應(yīng)對(duì)數(shù)據(jù)做單位根檢驗(yàn)，以判斷數(shù)據(jù)序列是否平穩(wěn)，為下一步的協(xié)整檢驗(yàn)做準(zhǔn)備，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)如表1所示，括號(hào)中為對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量的Prob.值，本文以5%作為顯著性水平檢驗(yàn)值。

經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)SR數(shù)據(jù)本身不平穩(wěn)，但其一階差分在PP-Fisher Chi-square和Levin， Lin & Chu t*方法下檢驗(yàn)結(jié)果為平穩(wěn)，即SR為一階單整，CZH數(shù)據(jù)本身不平穩(wěn)，但其一階差分檢驗(yàn)結(jié)果均平穩(wěn)，即CZH為一階單整。

3.2協(xié)整檢驗(yàn)

由上述單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，兩個(gè)變量均為一階單整，因此，可以進(jìn)一步做變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)，以確定變量是否存在長期的均衡關(guān)系。檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)協(xié)整一般有兩種方法，一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，另一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)。本文選擇的是第一種方法，并選擇了Kao檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 Kao檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可以看出，t統(tǒng)計(jì)量所對(duì)應(yīng)的Prob.值=0.0009<0.05，表明代表城鎮(zhèn)化水平的變量CZH和農(nóng)民收入水平變量的SR之間在長期情況下存在均衡關(guān)系，因此我們可以建立兩個(gè)變量之間的計(jì)量模型，以確定變量之間具體的函數(shù)關(guān)系。

3.3模型選擇

本文使用的是31個(gè)地區(qū)2005-2011年的面板數(shù)據(jù)，對(duì)面板數(shù)據(jù)建立模型有三種類型：固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和混合效應(yīng)模型，每種模型中又可以按個(gè)體或者時(shí)刻進(jìn)行更細(xì)的劃分，因此，我們共可以得到六種模型。考慮到選擇不同模型會(huì)對(duì)結(jié)論產(chǎn)生影響，本文將所有模型均做一次，比較各模型的統(tǒng)計(jì)量值，選取最符合本文所用數(shù)據(jù)的模型，下面將系數(shù)通過檢驗(yàn)的各模型結(jié)果列成表3。

由表3可以看出，個(gè)體固定效應(yīng)模型結(jié)果最優(yōu)，其結(jié)果如表4所示。

根據(jù)表4和表5可以寫出以下模型：

由模型結(jié)果可以看出，總體來看，城鎮(zhèn)化水平每增加一個(gè)單位，農(nóng)民收入將增加0.0372個(gè)單位，這與實(shí)際相符，即城鎮(zhèn)化水平越高，農(nóng)民收入將越高，城鎮(zhèn)化水平的提高將會(huì)促進(jìn)農(nóng)民收入的增加，但增加幅度較小。從不同地區(qū)來看，北京、天津、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、廣東、海南和重慶的系數(shù)為負(fù)，表明這些地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)村居民收入水平的影響較小，這些地區(qū)中以東部地區(qū)城市為主，因此，我們可以得出結(jié)論：東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)村居民收入的影響程度小于西部地區(qū)，中部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)村居民收入的影響程度大于東部地區(qū)，但也小于西部地區(qū)。

4.結(jié)論

根據(jù)上述對(duì)我國2005年—2011年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)資料的實(shí)證分析，本文發(fā)現(xiàn)非平穩(wěn)序列LNSR和CZH在經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，均為一階單整，即LNSR～I(xiàn)（1），CZH～I(xiàn)（1），然后檢驗(yàn)兩者之間是否存在協(xié)整關(guān)系，即農(nóng)村居民收入LNSR與城鎮(zhèn)化CZH之間是否存在長期均衡關(guān)系，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步建立農(nóng)村居民收入與城鎮(zhèn)化之間的面板數(shù)據(jù)模型，經(jīng)檢驗(yàn)個(gè)體固定效應(yīng)模型最優(yōu)。

實(shí)證分析結(jié)果表明2005年—2011年，我國城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長呈現(xiàn)正向相關(guān)關(guān)系，城鎮(zhèn)化率的提高可以促進(jìn)農(nóng)民收入的增長，但幅度較小，同時(shí)，不同地區(qū)城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民收入的影響程度有所差別，西部大于中部，中部大于東部，這一結(jié)論與馬遠(yuǎn)，龔新蜀（2010）的研究結(jié)論一致。因此，我國應(yīng)該加快城鎮(zhèn)化的進(jìn)程，促進(jìn)農(nóng)民收入的增長，縮小貧富差距，運(yùn)用城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入增長的影響機(jī)制，并相應(yīng)考慮不同地區(qū)的差異性，最大限度的發(fā)揮城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入的正向影響作用，以更好地實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)和諧發(fā)展的目標(biāo)。

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