于淼，雷磊，劉劍剛

（遼寧師范大學(xué)城市與環(huán)境學(xué)院 大連 116029）

城鎮(zhèn)化進(jìn)程是伴隨著工業(yè)化進(jìn)程的推進(jìn)和社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，是人類社會(huì)活動(dòng)中農(nóng)業(yè)活動(dòng)的比重下降，非農(nóng)業(yè)活動(dòng)的比重上升的過(guò)程。十八大提出的發(fā)展新型城鎮(zhèn)化，就是要走推進(jìn)農(nóng)村城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)一體化以及大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)化建設(shè)道路。

國(guó)內(nèi)許多學(xué)者對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入的關(guān)系進(jìn)行了研究，學(xué)者們運(yùn)用相關(guān)數(shù)量方法對(duì)國(guó)家及?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）、市不同尺度區(qū)域城市化進(jìn)程與農(nóng)民收入增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行分析，表明城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，并存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系［1－6］，也有學(xué)者研究認(rèn)為：短期角度城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民收入差異的影響處于主要地位，而長(zhǎng)期角度城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民收入影響不大，地區(qū)差異因素起主要作用［7］。城鎮(zhèn)化，工業(yè)化、財(cái)政支農(nóng)等是影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要因素［8］，從長(zhǎng)期看，城鎮(zhèn)化的作用大于財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民收入的影響［9］。

學(xué)者們運(yùn)用Theil系數(shù)、基尼系數(shù)、GINI系數(shù)因子分解等方法對(duì)不同地區(qū)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)變動(dòng)特征的研究表明：工資性收入是影響收入結(jié)構(gòu)變動(dòng)的主要因素［10－12］，地區(qū)差異是構(gòu)成農(nóng)民收入差距的主導(dǎo)部分［13－18］。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源和研究方法

1．1 指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

研究中主要選取城鎮(zhèn)化水平（UR）和農(nóng)民人均純收入（IC）及農(nóng)村居民收入的結(jié)構(gòu)性指標(biāo)：工資性收入（W）、家庭經(jīng)營(yíng)收入（F）、財(cái)產(chǎn)性收入（P）和轉(zhuǎn)移性收入（T）。

工資性收入是指農(nóng)村住戶成員受雇于單位和個(gè)人，靠出賣(mài)勞動(dòng)而獲得的收入。

家庭經(jīng)營(yíng)性收入是指農(nóng)村住戶以家庭為生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)單位進(jìn)行生產(chǎn)籌劃、經(jīng)營(yíng)和管理而獲得的收入。

財(cái)產(chǎn)性收入是指農(nóng)村住戶以金融資產(chǎn)或有形非生產(chǎn)性資產(chǎn)向其他機(jī)構(gòu)單位提供資金或?qū)⒂行畏巧a(chǎn)性資產(chǎn)供其支配，作為回報(bào)而從中獲得的收入。

轉(zhuǎn)移性收入是指農(nóng)村住戶及成員無(wú)須付出任何對(duì)應(yīng)物而獲得的貨物、服務(wù)、資金或資產(chǎn)所有權(quán)等。

本研究中所有的數(shù)據(jù)全部來(lái)源于1998—2012年的《大連市統(tǒng)計(jì)年鑒》與《遼寧省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1．2 研究方法

1．2．1 格蘭杰因果分析

格蘭杰因果分析步驟如下：

（1）為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，對(duì)所有變量取對(duì)數(shù)；

（2）利用EViews6．0軟件對(duì)變量時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，避免出現(xiàn)“偽回歸”的現(xiàn)象；

（3）協(xié)整檢驗(yàn)，采用約翰森協(xié)整檢驗(yàn)判斷是否存在協(xié)整關(guān)系；

（4）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，用來(lái)確定變量之間是否存在因果關(guān)系以及互相之間影響的方式。

1．2．2 偏離－份額分析與動(dòng)態(tài)偏離－份額分析

偏離—份額分析方法（SSM）是將被研究區(qū)域的增長(zhǎng)與標(biāo)準(zhǔn)區(qū)域（通常是上一級(jí)區(qū)域或國(guó)家）的增長(zhǎng)的差分解為3個(gè)分量，即份額分量、結(jié)構(gòu)偏離分量與競(jìng)爭(zhēng)能力偏離分量，以此評(píng)價(jià)一個(gè)區(qū)域的結(jié)構(gòu)優(yōu)劣和自身競(jìng)爭(zhēng)力強(qiáng)弱，找出具有相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的部門(mén)，具有較強(qiáng)的綜合性和動(dòng)態(tài)性。

動(dòng)態(tài)偏離—份額分析法是基于靜態(tài)偏離份額分析將研究周期分成若干個(gè)時(shí)間段，以減少對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)或收入結(jié)構(gòu)中激烈變化信息的忽略。這里筆者根據(jù)國(guó)際上偏離－份額分析法慣例選取5年為一個(gè)階段［19－20］。

（1）份額分量，即

式中：N為假定研究地區(qū)農(nóng)民人均純收入按整個(gè)研究區(qū)域即背景區(qū)域增長(zhǎng)率增長(zhǎng)所應(yīng)實(shí)現(xiàn)的增長(zhǎng)份額；Y0i為研究地區(qū)農(nóng)民i收入的基期值；R為背景區(qū)域總收入的增長(zhǎng)率。

（2）結(jié)構(gòu)偏離分量，即式中：P為研究地區(qū)按遼寧省農(nóng)民i收入增長(zhǎng)率計(jì)算的增長(zhǎng)額與按背景區(qū)域總收入增長(zhǎng)率所實(shí)現(xiàn)的增長(zhǎng)額之差；Ri為背景區(qū)域農(nóng)民i收入的增長(zhǎng)率。

（3）競(jìng)爭(zhēng)力偏離分量，即

式中：D為研究地區(qū)農(nóng)民i收入按實(shí)際增長(zhǎng)率所實(shí)現(xiàn)的增長(zhǎng)額與按背景區(qū)域同項(xiàng)收入所實(shí)現(xiàn)的增長(zhǎng)額之差；ri為研究地區(qū)農(nóng)民i收入的實(shí)際增長(zhǎng)率。

三者之間的關(guān)系是：

本研究以大連市為研究地區(qū)，遼寧省為背景區(qū)域。

2 城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民收入影響的格蘭杰關(guān)系分析

首先利用EViews軟件對(duì)城鎮(zhèn)化水平（UR）、農(nóng)民人均純收入（IC）、工資性收入（W）、家庭經(jīng)營(yíng)收入（F）、財(cái)產(chǎn)性收入（P）和轉(zhuǎn)移性收入（T）等變量進(jìn)行平穩(wěn)性與單整階數(shù)，結(jié)果表明UR、IC、W和P的二階差分檢驗(yàn)量LNUR、LNIC、LNW與LNP均小于10%的臨界值，說(shuō)明其在10%的顯著水平上通過(guò)ADF 平穩(wěn)性檢驗(yàn)，且為同階單整，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提，而F和T的二階差分檢驗(yàn)量LNF與LNT存在一階自相關(guān)性，不滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。

進(jìn)一步對(duì)LNUR、LNIC、LNW與LNP進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，顯示UR與IC、W的協(xié)整關(guān)系存在，UR與P之間不存在協(xié)整關(guān)系。對(duì)UR與IC、UR與W格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 LNUR 與LNIC、LNUR 與LNW 之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)

從表1的分析中可得出，在滯后1、2 期中，LNUR不是LNIC的格蘭杰原因的P值均小于0．05，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明城鎮(zhèn)化發(fā)展是農(nóng)民人均純收入增加的格蘭杰原因；LNIC不是LNUR的格蘭杰原因的P值均大于0．05，不能拒絕原假設(shè)，說(shuō)明農(nóng)民人均純收入增加不是城鎮(zhèn)化發(fā)展的格蘭杰原因。

同理可說(shuō)明城鎮(zhèn)化發(fā)展不是工資性收入增加的格蘭杰原因，工資性收入增加也不是城鎮(zhèn)化發(fā)展的格蘭杰原因。由此可以得出結(jié)論：從長(zhǎng)期影響來(lái)看，城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)農(nóng)民增收具有長(zhǎng)期影響。

3 農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)偏離—份額演變動(dòng)態(tài)分析

3．1 大連農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)總體動(dòng)態(tài)變化特征

3．1．1 1997－2006年間農(nóng)民收入增長(zhǎng)速度高，結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)和區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力優(yōu)勢(shì)突出

農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)演變過(guò)程分為3個(gè)階段：第一階段（1997－2011 年）、第二階段（2002－2006年）和第三階段（2007－2011年），不同階段的偏離—份額值見(jiàn)表2。

表2 1997－2011年大連市農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的偏離—份額分析

在表2所列指標(biāo)中，N 反映假定大連農(nóng)民各類收入均按遼寧省農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)率增長(zhǎng)，若高于實(shí)際的增長(zhǎng)水平，則N為正，反之，則為負(fù)；P反映大連各類收入按遼寧省對(duì)應(yīng)的各類收入增長(zhǎng)率增長(zhǎng)（或下降），若大連以快速增長(zhǎng)型為主，則P＞0，反之，P＜0；D反映與遼寧省相比，大連在提高各類收入具有的區(qū)位（競(jìng)爭(zhēng)）優(yōu)勢(shì)或劣勢(shì)。

表2 表明，大連農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)在第一、二階段的實(shí)際增長(zhǎng)額（G）均高于地區(qū)份額（N），總偏離量（PD）為正，分別為475．29 元／人和828．29元／人，增長(zhǎng)率分別高出全省15．43%與20．02%，說(shuō)明大連農(nóng)民收入增長(zhǎng)速度高于全省并逐漸加快。結(jié)構(gòu)偏離分量P＞0和競(jìng)爭(zhēng)力偏離分量D＞0，表明農(nóng)民收入的增長(zhǎng)主要得益于收入結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)和區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力優(yōu)勢(shì)帶來(lái)的增長(zhǎng)，并且區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力優(yōu)勢(shì)大于收入結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)。

3．1．2 2007－2011年間農(nóng)民收入增長(zhǎng)速度變緩，區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力優(yōu)勢(shì)減弱

由表2可見(jiàn)，在第三階段大連農(nóng)民收入的實(shí)際增長(zhǎng)額低于地區(qū)份額，總偏離值為－333．42元／人，說(shuō)明大連農(nóng)民收入增長(zhǎng)速度減慢且低于全省3．98%。此階段P＞0，D＜0，說(shuō)明區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力明顯減弱，處于劣勢(shì)。

3．2 大連農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)內(nèi)部動(dòng)態(tài)變化特征

3．2．1 工資性收入的增長(zhǎng)主要得益于結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)帶來(lái)的增長(zhǎng)，且呈波動(dòng)變化

由表2 可見(jiàn)，工資性收入在第一階段實(shí)際增長(zhǎng)額均高于地區(qū)份額，偏離值為正，總偏離量為287．94元／人，增長(zhǎng)率高于遼寧省20．67%，第二階段工資性收入的總偏離量由正值變?yōu)樨?fù)值，增長(zhǎng)優(yōu)勢(shì)下降，到了第三階段偏離量又變?yōu)檎?，總偏離量118．01元／人，增長(zhǎng)優(yōu)勢(shì)又有提升；3個(gè)階段競(jìng)爭(zhēng)力偏離分量D均小于0，結(jié)構(gòu)偏離分量P有變化，但總體上大連市工資性收入的增長(zhǎng)主要得益于結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)帶來(lái)的增長(zhǎng)，競(jìng)爭(zhēng)力優(yōu)勢(shì)在下降。

3．2．2 家庭經(jīng)營(yíng)收入的增長(zhǎng)中區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力優(yōu)勢(shì)較突出，但呈下降趨勢(shì)

家庭經(jīng)營(yíng)收入在第一階段實(shí)際增長(zhǎng)額高于地區(qū)份額，總偏離量40．27元／人，增長(zhǎng)率高于遼寧省2．62%，第二階段家庭經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)率持續(xù)增長(zhǎng)，高出全省59．62%，但進(jìn)入第三階段家庭經(jīng)營(yíng)收入的總偏離量變?yōu)樨?fù)值；3個(gè)階段結(jié)構(gòu)偏離分量P均小于0，競(jìng)爭(zhēng)力偏離分量?jī)H在第三階段D＜0，表明家庭經(jīng)營(yíng)收入的增長(zhǎng)總體上得益于區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力優(yōu)勢(shì)帶來(lái)的增長(zhǎng)，較大的區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力優(yōu)勢(shì)彌補(bǔ)了結(jié)構(gòu)劣勢(shì)，但增長(zhǎng)優(yōu)勢(shì)下降。

3．2．3 財(cái)產(chǎn)性收入的增長(zhǎng)得益于結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)帶來(lái)的增長(zhǎng)，但呈下降趨勢(shì)

財(cái)產(chǎn)性收入在第一、二階段的實(shí)際增長(zhǎng)額均高于地區(qū)份額，偏離值為正，但與第一階段相比，第二階段的收入結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)明顯增強(qiáng)，而區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力明顯減弱為負(fù)值；在第三階段中，財(cái)產(chǎn)性收入的結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)也降低為負(fù)值，P＜0，D＜0，增長(zhǎng)優(yōu)勢(shì)下降，增長(zhǎng)率低于全省52．09%。

3．2．4 轉(zhuǎn)移性收入的增長(zhǎng)得益于結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)與區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力優(yōu)勢(shì)共同作用，結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)起主導(dǎo)作用

轉(zhuǎn)移性收入在3個(gè)階段的總偏離值均為正，增長(zhǎng)率均高于同期遼寧省農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)率且增長(zhǎng)速度逐漸加快，在第一階段收入結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)與區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力優(yōu)勢(shì)共同作用。到第二階段收入結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)增強(qiáng)，區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力減弱，結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)彌補(bǔ)了區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力劣勢(shì)，在全省中仍處于相對(duì)上升的狀態(tài)，但增長(zhǎng)率有所下降。到第三階段雖然P＞0，但相對(duì)于第二階段結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)減弱，D變?yōu)檎?，區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力優(yōu)勢(shì)有明顯提高，但結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)仍起主導(dǎo)作用。

4 結(jié)論

（1）城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民人均純收入具有長(zhǎng)期影響。格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果表明，只有城鎮(zhèn)化水平是農(nóng)民人均純收入增加的格蘭杰原因，城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民人均純收入具有長(zhǎng)期影響。但梁春梅［21］、宋元梁［22］的研究表明兩者之間具有雙向因果關(guān)系，這在一定程度上說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民人均純收入的影響關(guān)系是有地域性的。

（2）農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)貢獻(xiàn)各異。總體偏離—份額分析結(jié)果表明：15年來(lái)大連市農(nóng)民收入增長(zhǎng)總體上是高于遼寧省的，但近些年增長(zhǎng)勢(shì)頭減弱，結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)和區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力優(yōu)勢(shì)對(duì)收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)也有所下降。

（3）工資性收入的增長(zhǎng)是波動(dòng)的，近些年處于上升階段，收入增長(zhǎng)主要得益于結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)的貢獻(xiàn)；家庭經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)總體上也是高于遼寧省的，區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力優(yōu)勢(shì)較突出，但近些年此優(yōu)勢(shì)也在減弱；財(cái)產(chǎn)性收入與轉(zhuǎn)移性收入的增長(zhǎng)雖高于遼寧省，但增長(zhǎng)率在下降，結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)的貢獻(xiàn)作用要強(qiáng)于區(qū)位競(jìng)爭(zhēng)力。

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［19］陳治國(guó)，李紅．基于偏離－份額分析法的烏魯木齊市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系分析［J］．新疆農(nóng)墾經(jīng)濟(jì)，2010（10）：38－40．

［20］萬(wàn)年慶，李紅忠，史本林．基于偏離—份額法的我國(guó)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)演進(jìn)的省際比較［J］．地理研究，2012（4）：672－685．

［21］梁春梅，肖衛(wèi)東．城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)關(guān)系分析［J］．山東社會(huì)科學(xué)，2010（8）：102－106．

［22］宋元梁，肖衛(wèi)東．中國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)關(guān)系的動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析［J］．?dāng)?shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2005（9）：33－39．