王 笑

一、城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)村居民收入關(guān)系命題的提出

城鎮(zhèn)化是伴隨著區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展到達一定程度而隨之產(chǎn)生的，主要體現(xiàn)在兩個方面:第一，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上來講，表現(xiàn)為從第一產(chǎn)業(yè)向第二、第三產(chǎn)業(yè)過渡;第二，從生產(chǎn)要素的流動方向上來看，表現(xiàn)為生產(chǎn)要素向城鎮(zhèn)聚集的過程。隨著非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，社會上出現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)專門化，也就出現(xiàn)了人的職業(yè)社會分工和空間場所的分工。從經(jīng)濟學角度考察，城鎮(zhèn)化就是產(chǎn)業(yè)的非農(nóng)化以及勞動力從業(yè)的非農(nóng)化和社會分工細化的過程。

根據(jù)國外經(jīng)驗，城鎮(zhèn)化作為社會發(fā)展的重要標志之一已經(jīng)得到了事實驗證。通過對歐美等高水平城鎮(zhèn)化的國家分析來看，城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟發(fā)展水平有著明顯的正相關(guān)作用，一般城鎮(zhèn)化都會伴隨著經(jīng)濟快速的增長。同時，在推動城鎮(zhèn)化進程的過程中，也有促進國民經(jīng)濟增長的作用。

目前我國城鎮(zhèn)化發(fā)展速度較快，但是國內(nèi)對城鎮(zhèn)化與居民收入水平相關(guān)性研究的開展時間較晚，主要是在改革開放后才有學者逐步展開對該領(lǐng)域的研究，國外進入城鎮(zhèn)化的時間較早，有良好的經(jīng)驗積累和豐富的數(shù)據(jù)可供驗證，所以國外學者對城鎮(zhèn)化與居民收入的問題研究比較成熟?；衾?(1975)等采取將截面分析和時間序列分析結(jié)合運用的方法，對101個國家1950－1970年的城鎮(zhèn)化水平與居民收入的相關(guān)性進行了分析，最終發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平與居民收入存在著明顯的正相關(guān)關(guān)系。國內(nèi)學者，結(jié)合中國“城鄉(xiāng)二元”結(jié)構(gòu)的特殊背景，更多關(guān)注于城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入增長和對于城鄉(xiāng)差距的影響問題。

但是所有研究基本上都是從人口角度取得數(shù)據(jù)進行分析，而且沒有對不同區(qū)域數(shù)據(jù)進行分析，本文認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化也是城鎮(zhèn)化的主要動力，同時，能夠更直接地反映城鎮(zhèn)化水平。

二、實證方法

1.面板的向量自回歸模型

面板向量自回歸模型 (PVAR)由Holtz、Newey和Rosen于1998年首次提出，并經(jīng) Pesaran和 Smith(1995)、Binder和 Hsiao(2003)、Love和Zicchino(2006)等學者的不斷發(fā)展和完善，逐漸得到了更多研究者的研究，成為了一種比較完善并得到廣泛使用的分析方法。

面板向量自回歸模型 (PVAR)通過結(jié)合面板數(shù)據(jù)估計方法與向量自回歸模型，較好地將樣本單元個體差異在模型參數(shù)中體現(xiàn)出來，同時一定程度上降低了向量自回歸方法對時間序列長度的限制性。

本文的PVAR模型的數(shù)學表達式為:

通過式 (1)可以看出，本文中采用滯后期數(shù)為2的向量自回歸模型。如果只采用VAR方法對本文中的模型進行實證研究，實際上隱含了一個較嚴格的強制約束條件，即要求數(shù)據(jù)在每一個單位橫截面所隱含的結(jié)構(gòu)是相同的，但是在實際問題的研究中很難保證數(shù)據(jù)符合該約束條件，甚至可以認為是不可能的。所以，本文通過引入固定效應(yīng)，來對樣本個體間的差異來進行測算，同時，為了避免因固定效應(yīng)帶來的與滯后項的自相關(guān)問題，本文采取廣義矩 (GMM)的回歸方法。脈沖響應(yīng)函數(shù)通過給隨機擾動項的一個標準差沖擊來測算其對內(nèi)生變量當前和未來取值的影響。本文中脈沖響應(yīng)分析的置信區(qū)間由蒙特卡洛模擬產(chǎn)生。

2.數(shù)據(jù)說明

本文研究認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化作為城鎮(zhèn)化的核心推動力能更有效的反映城鎮(zhèn)化水平，不同于其他文章，本文采用第二、三產(chǎn)業(yè)占總就業(yè)人口的比重作為城鎮(zhèn)化水平的衡量指標UR。

本文采用全國省級面板數(shù)據(jù)，包括北京、江蘇、浙江、福建、山東、河南、四川、西藏、海南和青海10個省市2003－2012年十年的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來源于各省《年鑒》(各年)，其中，農(nóng)民人均總收入PI以現(xiàn)價形式表示。本文的PVAR模型的采用滯后項為兩期的數(shù)據(jù)。使用脈沖函數(shù)分析，一定要對模型進行穩(wěn)健性檢驗，如果模型不穩(wěn)定將直接對脈沖響應(yīng)分析結(jié)果造成影響。如果被評估的PVAR模型所有單位根的倒數(shù)全部小于1，即所有單位根的倒數(shù)在坐標系中的位置均可位于單位圓內(nèi)，則模型是穩(wěn)定的，可以進行脈沖分析。通過穩(wěn)定性檢驗，PVAR模型是穩(wěn)定的，可以對該模型進行脈沖分析。

三、實證檢驗

本文使用stata11.0軟件對PI、UR兩個變量進行面板向量自回歸，同時，分別給予基期一個單位的脈沖設(shè)置，通過蒙特卡洛 (Monte－Carlo)隨機模擬方法計算其對相應(yīng)沖擊的動態(tài)響應(yīng)程度。將考察沖擊作用的期限設(shè)為6年，迭代計算次數(shù)設(shè)置為200次，得到的脈沖響應(yīng)圖。圖1匯總?cè)珖?0個省市來城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)村居民人均總收入的脈沖相應(yīng)，給脈沖分析的置信區(qū)間為95%。圖1中橫軸表示沖擊發(fā)生的滯后期數(shù) (單位:年)，縱軸表示相應(yīng)變量對沖擊的響應(yīng)值。圖中紅色曲線為脈沖響應(yīng)曲線，綠色曲線和藍色曲線分別為95%和5%分位點的估計值。圖中pay代表變量PI，industry代表UR。

圖1 脈沖響應(yīng)結(jié)果

首先，我們分析農(nóng)民人均總收入的增長對城鎮(zhèn)化發(fā)展的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑。通過對圖1左下角的圖的分析，可以觀察到，農(nóng)民人均總收入對城鎮(zhèn)化水平的一個單位標準差擾動的響應(yīng)。整體來看，城鎮(zhèn)化的發(fā)展對農(nóng)民人均總收入的影響呈現(xiàn)倒U型，但一直保持正向的影響，并且影響值較大，具體到各年來看，一個單位的城鎮(zhèn)化水平的改變，在第一年對農(nóng)民人均總收入的影響體現(xiàn)還不是非常明顯，但是該效應(yīng)可以持續(xù)多年發(fā)揮作用，通過圖上分析，正效應(yīng)一直持續(xù)到第六年，并在第二年達到了最高峰值1000，然后影響逐漸降低回歸到0點左右，但是由于沖擊的累積效應(yīng)，擾動已經(jīng)造成了因變量狀態(tài)的改變。同時，從圖中也可看到，農(nóng)民人均總收入增長對城鎮(zhèn)化發(fā)展的正向響應(yīng)是持續(xù)的，并且呈現(xiàn)出穩(wěn)定的收斂跡象。這說明從長期效應(yīng)來看，我國城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)民人均總收入有著密切的關(guān)系。本文通過選取與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)的指標來衡量城鎮(zhèn)化水平，認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變是城鎮(zhèn)化水平提高的動力。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改變首先促進城鎮(zhèn)化水平，進而可以提高農(nóng)民的人均總收入。

其次，本文進一步考察城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對農(nóng)民人均總收入增長的響應(yīng)情況和影響路徑。通過對圖1右上角的圖進行分析，可以看出，城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)民人均總收入信息的一個單位標準差擾動的響應(yīng)。從總體來看，城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)民人均總收入的形象呈現(xiàn)為S型，具體到各年來看，在前2年中城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)民人均總收入產(chǎn)生正向影響作用，但只是較小的影響到了城鎮(zhèn)化水平，波動幅度并不大，隨后持續(xù)4年城鎮(zhèn)化水平都對農(nóng)民人均總收入增長的產(chǎn)生負向響應(yīng)，該影響在第二年到第五年半之間最為明顯，并在第五年響應(yīng)程度達最大。該影響同農(nóng)民人均總收入對城鎮(zhèn)化水平的響應(yīng)相比，呈現(xiàn)出相反的情況。第六年開始，響應(yīng)程度開始減弱，并趨于平穩(wěn)，但始終城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)民總收入產(chǎn)生的影響都是負向影響，同時，該影響延續(xù)的時間也相當長，這可能與本文所選用的數(shù)據(jù)以及研究的角度有關(guān)系。本文從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的角度選擇衡量城鎮(zhèn)化水平標準的數(shù)據(jù)，用第二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口占總?cè)丝诒戎刈鳛楹饬砍擎?zhèn)化水平的數(shù)據(jù)，而且第二、第三產(chǎn)業(yè)相對于第一產(chǎn)業(yè)均具有勞動密集型產(chǎn)業(yè)的特點，尤其是第三產(chǎn)業(yè)，勞動成本在總成本中所占的比重很大。從這一點出發(fā)，根據(jù)收入的替代效用理論，當人們收入增加時可能會更多地選擇閑暇，所以當農(nóng)民收入增加時，可能有更多農(nóng)民開始選擇更好的工作，要求更高的工資，這樣一方面提升了成本，另一方面可能造成就業(yè)人數(shù)的下降，不利于產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進而不利于城鎮(zhèn)化水平的提高。還可能是由于城鎮(zhèn)化水平的提高，使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整已經(jīng)趨近飽和狀態(tài)，進一步的轉(zhuǎn)型增加了市場競爭。所以，我國各級政府在制定推動城鎮(zhèn)化進程的相關(guān)政策時，一方面要重視為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供生產(chǎn)要素，另一方面要注重知識、科技和管理在發(fā)展中的重要作用，可以通過相應(yīng)的政策和財政手段，鼓勵科技研發(fā)和創(chuàng)新，這樣才能使農(nóng)民收入的增加更加持久，而不是只產(chǎn)生短期的作用。

通過對圖1右下角的進行分析，我們可以知道，農(nóng)民人均總收入對其自身的一個單位標準差信息，在第一年時呈現(xiàn)較強的正向響應(yīng)，并且在前四年該響應(yīng)一直處于正向響應(yīng)狀態(tài)，但是，再次過程中，該影響無法保持良好的持續(xù)性，急速下降，第四年該影響基本上回到了0點左右，并在隨后的時間繼續(xù)下降，甚至于出現(xiàn)負向響應(yīng)，但是下降趨勢有所放緩，并逐漸趨于穩(wěn)定。本文認為，這可能是由于響應(yīng)所造成的狀態(tài)的改變產(chǎn)生的結(jié)果，隨著農(nóng)民收入的提高，使得農(nóng)民收入的增加而產(chǎn)生的替代效應(yīng)，農(nóng)民對于收入增加的需求逐漸被其他需求所取代，最終造成了該結(jié)果。通過對圖1左上角的圖的分析，可以看到，城鎮(zhèn)化水平對其自身一個單位標準差信息的正向響應(yīng)從整體上來看呈現(xiàn)為倒U型，但一直保持正向的影響，并且影響值較大，具體到各年來看，一個單位的城鎮(zhèn)化水平的改變，在第一年對其自身的影響體現(xiàn)已經(jīng)非常明顯，但是該效應(yīng)還可以持續(xù)多年，正效應(yīng)一直持續(xù)到第六年，并在第2.5年達到了最高峰值1.5，然后影響逐漸降低回歸到0.6左右，但是由于沖擊的累積效應(yīng)，擾動已經(jīng)造成了城鎮(zhèn)化水平的改變。本文認為，這反映出城鎮(zhèn)化水平與其滯后項具有較強的關(guān)聯(lián)性。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展對于城鎮(zhèn)化水平的影響是可持續(xù)的、長期的，其影響路徑為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變促進了城鎮(zhèn)化水平的提高，城鎮(zhèn)化水平的提高為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變提供了更為有利的條件，可能來自于農(nóng)民收入的提高，也可能來自于產(chǎn)業(yè)集群的影響。我國各級政府在推進城鎮(zhèn)化的進程中，一定不能忽視產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展，重點應(yīng)該放在第二產(chǎn)業(yè)，和具有較大發(fā)展空間的第三產(chǎn)業(yè)。

四、穩(wěn)定性檢驗

穩(wěn)定性檢驗是檢驗實證結(jié)果是否隨著參數(shù)設(shè)定的改變而發(fā)生變化的方法，為了驗證模型的穩(wěn)定性，本文也進行了穩(wěn)定性檢驗，主要采取的方式為改變樣本，然后重新進行分析，檢驗結(jié)果是否穩(wěn)定。

考慮到部分省市情況比較特殊，比如北京市的第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重明顯高于其他幾個省份，所以在進一步分析中，剔除了北京市數(shù)據(jù)進行了再次分析，發(fā)現(xiàn)結(jié)果并未改變。除此之外，對其中3個省的數(shù)據(jù)進行了替換，進行了再次分析，最后得到的結(jié)果也并沒有改變，結(jié)果依然是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論

本文從產(chǎn)業(yè)角度研究了城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民收入的沖擊效應(yīng)。通過對我國10個省市2003～2012年面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性處理，使得數(shù)據(jù)符合脈沖相應(yīng)分析條件。在此基礎(chǔ)上本文構(gòu)建了一個面板數(shù)據(jù)的向量自回歸模型 (PVAR)，并通過脈沖相應(yīng)分析，研究各變量間的響應(yīng)關(guān)系，對我國自2003年以來城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民人均總收入增長之間的交互響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑進行了分析驗證。本文認為:第一，我國城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)民人均總收入有著密切的正向影響關(guān)系，且具有長期穩(wěn)定性;第二，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對農(nóng)民人均總收入增長的響應(yīng)存在一定的負相關(guān)關(guān)系，這可能是由于農(nóng)民收入的替代相應(yīng)造成的，隨著收入增加和勞動力轉(zhuǎn)型造成的勞動力市場的飽和，使得農(nóng)民一方面對閑暇時間更感興趣，另一方面由于競爭對薪金越發(fā)不滿意;第三，隨著農(nóng)民收入的提高，使得農(nóng)民收入的增加而產(chǎn)生的替代效應(yīng)，農(nóng)民對于收入增加的需求逐漸被其他需求所取代;第四，城鎮(zhèn)化水平的提高可能有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變同時也有利于城鎮(zhèn)化水平的提高，這樣可以形成一個良性的循環(huán)模式。

本問的局限性主要存在于以下幾點:第一，本文在數(shù)據(jù)的選擇上沒有充分考慮地區(qū)間的差異，在數(shù)據(jù)和樣本的選取中可能只能代表部分地區(qū)的情況，樣本容量略顯不足，可能存在偏誤;第二，本文在模型建立中，控制變量的選取不足;第三，本文只通過指標選取分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對城鎮(zhèn)化的影響，略顯粗糙，不盡完善。

［1］張培剛:《發(fā)展經(jīng)濟學教程》［M］.經(jīng)濟科學出版社，2001。

［2］王少平:《宏觀計量的若干前沿理論與應(yīng)用》［M］.南開大學出版社，2003。

［3］馬薇:《協(xié)整理論與應(yīng)用》［M］.南開大學出版社，2003。

［4］李子奈、葉阿忠: 《高等計量經(jīng)濟學》 ［M］.清華大學出版社，2000。

［5］漢密爾頓:《應(yīng)用Stata做應(yīng)用統(tǒng)計分析》［M］.重慶大學出版社，2012。

［6］何光輝:《經(jīng)濟時間序列的統(tǒng)計分析)2003年諾貝爾經(jīng)濟學獎獲得者的理論貢獻》［J］.《世界經(jīng)濟研究》2004年第2期。

［7］張車偉、王德文:《農(nóng)民收入問題性質(zhì)的根本轉(zhuǎn)變——分地區(qū)對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)和增長變化的考察》［J］.《中國農(nóng)村經(jīng)濟》2004年第1期。

［8］胡鞍鋼:《城市化是今后中國經(jīng)濟發(fā)展的主要推動力》［J］.《中國人口科學》2003年第6期。

［9］Dickey AD，F(xiàn)uller W1A1，Likeihoodratio statistics for autoregressive time series with a unitroot ［J］. Econometreca， Vol49，No14，19811

［10］Zhao Yaohui，1997，Labor Migration and Returns to Rural Education in China，American Jour－ nal of Agricultural Economics，1278～12871