周眾幃

（國(guó)家統(tǒng)計(jì)局浙江調(diào)查總隊(duì)，浙江 杭州 310012）

目前，農(nóng)民收入增長(zhǎng)已成為當(dāng)前居民收入增長(zhǎng)的難點(diǎn)。研究表明，城鎮(zhèn)化對(duì)于農(nóng)村人口和農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移作用巨大，而農(nóng)民收入的提高在很大程度上取決于農(nóng)村人口和農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的速度和規(guī)模，因此城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在互相促進(jìn)的函數(shù)關(guān)系。本文擬從定量分析的層面上就浙江省城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入變化之間的長(zhǎng)期和短期關(guān)系進(jìn)行分析，并提出相關(guān)結(jié)論和建議。

我國(guó)城鎮(zhèn)化的逐步推進(jìn)，是拉動(dòng)消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需和加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的需要，也是調(diào)整和優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量以及解決“三農(nóng)”問(wèn)題的重要途徑，這已被當(dāng)代發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究所證實(shí)。許經(jīng)勇（2001）、李文（2001）、張文華（2003）、李劍閣、韓俊（2004）等認(rèn)為農(nóng)民收入增長(zhǎng)緩慢的根本原因在于城鎮(zhèn)化發(fā)展嚴(yán)重滯后；吳敬璉（2002）認(rèn)為，實(shí)現(xiàn)大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，是解決“三農(nóng)”問(wèn)題，順利實(shí)現(xiàn)工業(yè)化和城市化的中心環(huán)節(jié)；左鵬飛（2012）認(rèn)為，長(zhǎng)期內(nèi)城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入具有均衡的積極影響，印證了堅(jiān)持城鎮(zhèn)化這一長(zhǎng)期戰(zhàn)略的必要性；厲無(wú)畏（2013）認(rèn)為，農(nóng)村城鎮(zhèn)化的紅利在于提高農(nóng)民收入，讓農(nóng)民享受到公共服務(wù)。

一、浙江城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入相關(guān)性實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎睾娃r(nóng)村居民家庭人均純收入兩個(gè)指標(biāo)分別表示城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民收入水平。根據(jù)2012年《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》及相關(guān)簡(jiǎn)要本所提供的信息，得到1978-2012年間非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎豖和農(nóng)村居民家庭人均純收入Y的兩組時(shí)序數(shù)據(jù)。為消除數(shù)據(jù)物價(jià)因素的影響，本文按照1978年為基年物價(jià)指數(shù)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行縮減，為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，分別對(duì)兩個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，為L(zhǎng)nX和LnY， 其相應(yīng)的一階差分序列為ΔLnX、ΔLnY。

（二）模型設(shè)定

圖1 LnX時(shí)序圖

圖2 LnY時(shí)序圖

從圖1和圖2上可以看出，各變量存在明顯的不平穩(wěn)性，通常說(shuō)來(lái)，由于變量的非平穩(wěn)性，直接回歸可能會(huì)引起偽回歸的問(wèn)題。因此，我們考慮用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型和因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法來(lái)研究城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入變化兩者之間的聯(lián)系。

（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行變量之間協(xié)整檢驗(yàn)前，先對(duì)各變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)方法平穩(wěn)性檢驗(yàn)，應(yīng)用EViews5.1軟件，對(duì)LnX、LnY、ΔLnX、ΔLnY進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。

從圖1和圖2上可以看出，LnX、LnY兩序列是具有截距及趨勢(shì)的，ΔLnX、ΔLnY兩序列是具有截距，但差分會(huì)消除趨勢(shì)。從而得出以下ADF檢驗(yàn)結(jié)果，如表1。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可知，在10%的顯著性水平下，原變量均是非平穩(wěn)的，但是經(jīng)過(guò)一階差分之后，均變?yōu)槠椒€(wěn)的，因此它們都是一階單整。故而，可以對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（四）協(xié)整檢驗(yàn)

我們采用Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)法檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是一種基于VAR模型的檢驗(yàn)方法，在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前需要先確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)滯后階數(shù)尤為敏感，不當(dāng)?shù)臏箅A數(shù)，很可能導(dǎo)致虛協(xié)整，因此確定合理的滯后階數(shù)尤為重要，由于數(shù)據(jù)量的原因，我們考慮在滯后階數(shù)為7階以內(nèi)的無(wú)約束VAR模型。

表2 VAR滯后階數(shù)選擇

從表2可以看出，在各種準(zhǔn)則標(biāo)準(zhǔn)下，6階選擇是最為合理的（被選中的次數(shù)最多），因此確定VAR的滯后階數(shù)為6階，協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)為5階（協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)要比無(wú)約束VAR模型的滯后階數(shù)少一階）。通過(guò)模型選擇的聯(lián)合檢驗(yàn)，選擇數(shù)據(jù)空間有線性確定性趨勢(shì)、協(xié)整方程有截距項(xiàng)無(wú)趨勢(shì)的模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)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(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，并接受了至多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，因此認(rèn)為L(zhǎng)nYt與LnXt之間存在協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明農(nóng)民收入變化和城鎮(zhèn)化發(fā)展之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

根據(jù)方程和參數(shù)的顯著性，得出一個(gè)協(xié)整方程（括號(hào)內(nèi)為系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差）：

由這協(xié)整方程可以得到誤差修正式：

從協(xié)整方程式（1）可以看出，城鎮(zhèn)化水平每變動(dòng)1個(gè)單位，將會(huì)促進(jìn)農(nóng)民收入正向變動(dòng)2.331387個(gè)單位。因此，該協(xié)整回歸方程具有現(xiàn)實(shí)意義。

（五）誤差修正模型

根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量一定具有誤差修正模型的表達(dá)式存在。誤差修正模型反映的是變量在短期波動(dòng)中偏離它們長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度，它為我們提供了分析短期動(dòng)態(tài)關(guān)系的工具。選擇數(shù)據(jù)空間有線性確定性趨勢(shì)、協(xié)整方程有截距項(xiàng)無(wú)趨勢(shì)、滯后期為5的VECM模型，估計(jì)結(jié)果為（括號(hào)內(nèi)為系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差）：

誤差修正模型（3）描述了均衡誤差對(duì)農(nóng)民收入變化短期動(dòng)態(tài)的影響，誤差修正系數(shù)為負(fù)數(shù)，符合相反修正機(jī)制，說(shuō)明其在偏離均衡時(shí)有自我恢復(fù)的能力，誤差修正系數(shù)為-0.223768，說(shuō)明長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)誤差校正項(xiàng)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的調(diào)整幅度為22.3768%，具有良好的調(diào)節(jié)作用。從誤差修正模型來(lái)看，城鎮(zhèn)化發(fā)展的第2、4、5年將對(duì)當(dāng)期收入反向變化，城鎮(zhèn)化發(fā)展的第1、3年將對(duì)當(dāng)期收入正向變化， 我們可以認(rèn)為城鎮(zhèn)化發(fā)展?fàn)顩r對(duì)農(nóng)民收入變動(dòng)的長(zhǎng)期影響更為顯著。

（六）格蘭杰因果分析

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入變化之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，即對(duì)于城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入變化之間是否有因果關(guān)系，必須進(jìn)一步證實(shí)。采用格蘭杰因果分析進(jìn)行驗(yàn)證，由于Granger因果關(guān)系滯后期數(shù)選使AIC值最小的那個(gè)滯后期值，所以確定滯后階數(shù)為6階，城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入變化之間的Granger因果關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入變化之間的因果關(guān)系檢驗(yàn)

從表4可以看出，滯后期數(shù)分別為1至3的農(nóng)民收入變化不是引起城鎮(zhèn)化水平變化的原因，但滯后期數(shù)分別為1至3的城鎮(zhèn)化水平變化是引起農(nóng)民收入變化的原因。滯后4期的城鎮(zhèn)化水平的變動(dòng)不是引起當(dāng)期農(nóng)民收入變化的原因，滯后4期的農(nóng)民收入變動(dòng)是引起當(dāng)期城鎮(zhèn)化水平變化的原因，滯后5期的城鎮(zhèn)化水平的變動(dòng)是引起當(dāng)期農(nóng)民收入變化的原因，同樣滯后5期的農(nóng)民收入變動(dòng)是引起當(dāng)期城鎮(zhèn)化水平變化的原因。在短期內(nèi)，城鎮(zhèn)化發(fā)展會(huì)對(duì)農(nóng)民收入變化產(chǎn)生直接的影響，而農(nóng)民收入變化不會(huì)影響城鎮(zhèn)化的發(fā)展。但在第5個(gè)滯后期數(shù)上，城鎮(zhèn)化的發(fā)展促進(jìn)了農(nóng)民收入的變化，同時(shí)農(nóng)民收入的變化有助于城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，兩者之間具有雙向因果關(guān)系。這也說(shuō)明我國(guó)在采用城鎮(zhèn)化發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民收入變化的政策上，應(yīng)采取長(zhǎng)期政策而非短期政策。只有這樣才能保證城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)促進(jìn)農(nóng)民收入變化起到持久的效果。

二、結(jié)論及建議

根據(jù)上述實(shí)證分析，可得出以下基本結(jié)論：

（1）城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民收入水平兩者之間存在協(xié)整關(guān)系，即城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入變化之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

（2）從誤差修正模型來(lái)看，說(shuō)明城鎮(zhèn)化發(fā)展?fàn)顩r對(duì)農(nóng)民收入變化的長(zhǎng)期影響更為顯著。誤差修正系數(shù)為負(fù)數(shù)，符合相反修正機(jī)制，說(shuō)明其在偏離均衡時(shí)有自我恢復(fù)的能力，誤差修正系數(shù)為-0.223768，說(shuō)明長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)誤差校正項(xiàng)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的調(diào)整幅度為22.3768%，具有良好的調(diào)節(jié)作用。

（3）滯后5期是城鎮(zhèn)化發(fā)展和農(nóng)民收入變動(dòng)互為的因果關(guān)系，即本期的城鎮(zhèn)化水平將是5年以后農(nóng)民收入變動(dòng)的原因，同樣本期的農(nóng)民收入變動(dòng)將是5年以后城鎮(zhèn)化水平變動(dòng)的原因。

綜合上述定量分析的基本結(jié)論，本文認(rèn)為，城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)具有重大作用，浙江省在采用城鎮(zhèn)化發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的政策上，應(yīng)采取長(zhǎng)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(yīng)；在協(xié)調(diào)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入變動(dòng)之間的關(guān)系時(shí)，一定要遵循兩者之間內(nèi)在聯(lián)系所決定的基本規(guī)律和基本原則。

在黨的十八大明確指出要大力發(fā)展城鎮(zhèn)化之際，我們認(rèn)為，首先發(fā)展城鎮(zhèn)化先考慮是對(duì)人的城鎮(zhèn)化，再考慮對(duì)地區(qū)的城鎮(zhèn)化，絕對(duì)不是大力造空城就是城鎮(zhèn)化，要追求質(zhì)量上的城鎮(zhèn)化，讓老百姓真正享有實(shí)際紅利的城鎮(zhèn)化。其次，應(yīng)該遵從長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的原則，避免貪大求快，實(shí)施可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略，構(gòu)建和諧社會(huì)，搞好城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃，搞好鄉(xiāng)鎮(zhèn)村屯的布局規(guī)劃，搞好中心城鎮(zhèn)的發(fā)展規(guī)劃。再次加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高承載能力，強(qiáng)化市政基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加強(qiáng)公共服務(wù)設(shè)施建設(shè)，重視應(yīng)急設(shè)施建設(shè)。最后，推進(jìn)發(fā)展城鎮(zhèn)化必須創(chuàng)新體制?？梢詫?duì)土地制度、戶籍制度、農(nóng)民工市民化、人口政策、現(xiàn)行行政區(qū)劃體制、行政體制、公共治理等做出改變與創(chuàng)新，使得浙江省經(jīng)濟(jì)及民生發(fā)展得益于城鎮(zhèn)化發(fā)展。

[1]吳敬璉.農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與“三農(nóng)”問(wèn)題.宏觀經(jīng)濟(jì)研究. 2002

[2]浙江省統(tǒng)計(jì)局.國(guó)家統(tǒng)計(jì)局浙江調(diào)查總隊(duì).浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒2012.中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社. 2012

[3]范愛(ài)軍，王麗麗.我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的實(shí)證分析.山東社會(huì)科學(xué).2007

[4]胡鞍鋼.城市化是今后中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要推動(dòng)力. 中國(guó)人口科學(xué).2003