徐輝，陳芳，張明如 湖北農村發(fā)展研究中心（長江大學），

江漢平原農村經濟研究所，湖北 荊州434023

我國城鎮(zhèn)化的發(fā)展孕育著農民增收的新契機，農民工資性收入由少到多，增速逐步加快，其在農民純收入中的比重大幅提升，對農民增收的貢獻率不斷提高。

費景漢等［1］對劉易斯模型進行修正與補充后，認為農村剩余勞動力向城鎮(zhèn)轉移過程中農民收入得以增加。宋元梁等［2］對我國城鎮(zhèn)化與農民收入問題的研究表明，城鎮(zhèn)化對農民收入有積極的促進作用，建議積極加快城鎮(zhèn)化發(fā)展。范愛軍等［3］運用向量誤差修正模型，研究表明城鎮(zhèn)化水平對農民人均工資性純收入的影響程度最大，對農民人均家庭經營純收入的影響次之，而對農民人均財產與轉移性純收入的影響最小。楊云善［4］研究表明工資性收入已成為推動農民增收的主要力量，越是工資收入比重大的地區(qū)農民收入水平越高。夏春萍［5］認為城鎮(zhèn)化是伴隨工業(yè)化發(fā)展而產生并加速發(fā)展起來的，但是城鎮(zhèn)化進程的推進又對工業(yè)化發(fā)展和農業(yè)現代化發(fā)展有著重要的促進作用。蘇發(fā)金［6］用實證方法得出了城鎮(zhèn)化與農村經濟增長兩者存在長期的動態(tài)均衡關系。姚壽福等［7］證實我國城鎮(zhèn)化對農民人均純收入及其中各項收入的影響均顯著，表明城鎮(zhèn)化是提高我國農民收入的重要途徑。

由于城鎮(zhèn)化快速發(fā)展，近年來工資性收入已成為農民增收的主要支撐點。同時，大量農村勞動力的轉移正推動著我國城鎮(zhèn)化水平越來越高，二者理論上可能存在相互影響的關系。根據《中國統計年鑒》1994～2012年農民工資性收入與城鎮(zhèn)化率的數據，自1994年開始，隨著城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展我國農民工資性收入也快速增長，到了2005年后趨勢更加明顯；農民工資性收入與城鎮(zhèn)化之間可能存在正向的相互促進作用，尤其是農民工資性收入在500～1000元時，農民工資性收入的增加大幅推動了城鎮(zhèn)化的發(fā)展，但二者之間是單向還是雙向影響并不明確。本研究暫且假設它們之間是一種雙向因果關系，下面通過建立VAR模型進行驗證。

1 數據來源與指標選取

本研究采用1978～2012年的相關數據對農民工資性收入與城鎮(zhèn)化之間的關系進行驗證，數據來源于《中國統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》。

為消除通貨膨脹因素的影響，對農民工資性收入數據依據價格指數（1978＝100）進行處理，得到了農民的實際工資性收入，記作WIF（Wage income of farmers），為了消除異方差，對變量WIF進行了常用對數處理［8］。城鎮(zhèn)化率用UR（Urbanization Ratio）表示，UR＝（城鎮(zhèn)人口／總人口）×100%。根據《中國統計年鑒》數據，1978～2000年城鎮(zhèn)人口按戶籍人口統計，2000年之后按城鎮(zhèn)常住人口統計。

2 實證分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗

為避免使用OLS進行估計時產生偽回歸現象，運用EVIEWS7.0對WIF與UR進行平衡性檢驗（ADF檢驗），檢驗結果如表1。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗（ADF檢驗）結果

由表1可知，WIF、UR的ADF檢驗統計值均大于5%置信水平下的臨界值，不能拒絕原假設，原序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。故對原序列進行一階差分序列檢驗，結果顯示WIF、UR的ADF檢驗統計值均小于5%置信水平下的臨界值，即在5%置信水平下不能拒絕原假設，也就是說WIF與UR是一階差分平穩(wěn)的時間序列。

2.2 VAR模型分析

由于變量WIF與UR是一階差分平穩(wěn)時間序列，可以使用樣本數據建立VAR模型。根據AIC最小化原則，經過多次實驗，VAR模型的滯后期選擇2期比較合適，詳見表2。

表2 模型滯后期的選擇

VAR模型分析結果如下：

從R2的結果來看，VAR（2）模型顯著。

方程（1）是城鎮(zhèn)化方程，城鎮(zhèn)化滯后1期的系數為正，且通過t值檢驗，說明我國上期城鎮(zhèn)化率每提高1%，當期城鎮(zhèn)化率提高1.251%。農民工資性收入滯后2期的系數為正，說明農民工資性收入每增加1%，2年后我國的城鎮(zhèn)化率將提高1.843%。

方程（2）是農民工資性收入方程，結果表明農民工資性收入與自身的滯后1期密切相關，系數為正且通過t值檢驗，說明上期農民工資性收入每增加1%，當期農民工資性收入增長0.589%。其他滯后項雖然對農民工資性收入產生一定的影響，但沒有通過t值檢驗，說明這些滯后項對農民工資性收入增長影響不顯著。

2.3 Granger因果檢驗

結合VAR（2）模型，對農民工資性收入與城鎮(zhèn)化變量進行Granger因果檢驗，得到如下結果，詳見表3。

表3 農民工資性收入與城鎮(zhèn)化的Granger因果檢驗

從因變量為WIF的方程來看，不能拒絕UR不是WIF的Granger原因，即接受UR不是WIF的Granger原因。從因變量為UR的方程來看，拒絕了WIF不是UR的Granger原因，即接受WIF是UR的Granger原因。因此，認為農民工資性收入的增長會明顯地促進城鎮(zhèn)化發(fā)展，而城鎮(zhèn)化水平的提高并沒有顯著地導致農民工資性收入的增長。

2.4 脈沖響應分析

為了研究城鎮(zhèn)化的一個單位沖擊對我國農民工資性收入所帶來的影響以及農民工資性收入的一個單位沖擊對城鎮(zhèn)化水平所帶來的影響，需要對VAR模型進一步做脈沖響應分析。脈沖響應分析結果如圖1和圖2。

圖1 農民工資性收入的脈沖響應曲線

圖2 城鎮(zhèn)化的脈沖響應曲線

從圖1可以看出，農民工資性收入對其自身的一個標準差沖擊反映強烈，第1年達到0.074，第2年達到0.045，隨著時間的推移，農民工資性收入對自身沖擊的影響逐漸減弱。而城鎮(zhèn)化的一個標準差沖擊對當期的農民工資性收入影響不大，隨著時間的推移，城鎮(zhèn)化水平逐漸顯示出對農民工資性收入增長的促進作用。

從圖2可以看出，城鎮(zhèn)化水平對自身的一個標準差沖擊反映明顯，第1年達到0.45，隨著時間推移，影響程度呈現遞增趨勢，最終維持在0.5～0.8之間。前3期，城鎮(zhèn)化水平對農民工資性收入增長產生負向沖擊，從第4年開始，城鎮(zhèn)化水平對農民工資性收入的正向影響才逐漸顯現出來并一直呈緩慢上升趨勢。

2.5 方差分解

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動項的相對重要性。對VAR（2）模型進行方差分解的結果如圖3和圖4。

從圖3農民工資性收入方差分解來看，農民工資性收入受其自身沖擊影響最大，從第1年到第8年，占農民工資性收入變化的90%以上，而城鎮(zhèn)化水平對農民工資性收入的沖擊低于10%。

圖3 農民工資性收入方差分解曲線

圖4 城鎮(zhèn)化方差分解曲線

從圖4城鎮(zhèn)化方差分解來看，城鎮(zhèn)化受其自身沖擊影響最大，第一年占城鎮(zhèn)化水平變化的94%，第2年占城鎮(zhèn)化水平變化的97%，第3年以后城鎮(zhèn)化水平對自身的影響呈現緩慢下降趨勢，在第10年仍然達到86%。而農民工資性收入水平對城鎮(zhèn)化的沖擊在第1年僅占6%，第2年僅為3%，第3年后對城鎮(zhèn)化水平的沖擊呈現增加趨勢，但比重低于15%。

3 實證結論與對策建議

3.1 實證結論

1）農民工資性收入的增長顯著促進了城鎮(zhèn)化水平的提高。實證結果表明，農民工資性收入的增長能明顯促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展，農民工資性收入每增加1%，2年后我國的城鎮(zhèn)化率將提高1.843%。

2）城鎮(zhèn)化水平的提高雖沒有顯著地帶來農民工資性收入的增長，但是對農民工資性收入存在隱性的影響，第4年后正向影響才逐漸顯現出來并一直呈緩慢上升趨勢。

3）農民工資性收入和城鎮(zhèn)化水平均有明顯的累積效應，當年的水平將直接影響其后續(xù)8～10年的發(fā)展。

3.2 對策建議

1）科學規(guī)劃，扎實推進高質量的新型城鎮(zhèn)化。城鎮(zhèn)化是我國現代化建設的歷史任務，也是擴大內需的最大潛力所在，所以要積極引導城鎮(zhèn)化健康發(fā)展，穩(wěn)妥推進城鎮(zhèn)化建設。各級政府應做好全面科學的城鎮(zhèn)化規(guī)劃，著力提高新型城鎮(zhèn)化的質量。

2）以人為本，切實提高農民實際工資性收入。新型城鎮(zhèn)化的建設應該是人的城鎮(zhèn)化，要給城鎮(zhèn)化建設的主力軍農民工支付體面的勞動報酬，讓他們共享城鎮(zhèn)化建設的成果，切實提高農民工資性收入，促進農民收入的增長，減少城鄉(xiāng)收入的差距。

3）改革創(chuàng)新，促進城鎮(zhèn)化與農民工資性收入的協調發(fā)展。城鎮(zhèn)化不僅可以促進農村剩余勞動力轉移帶動農民收入增長，而且還能加速農村土地規(guī)模經營，提高勞動生產率，從而增加農民收入。農民工資性收入的增長能帶動更多的農村勞動力轉移并直接推進城鎮(zhèn)化建設。因此，應在戶籍制度、農民工市民化、農村土地流轉制度、農民就業(yè)創(chuàng)業(yè)制度（尤其是新型農業(yè)經營主體培育）等方面進行改革創(chuàng)新，真正實現城鄉(xiāng)統籌發(fā)展，共建和諧社會。

［1］費景漢，古斯塔夫·拉尼斯.勞動剩余經濟的發(fā)展——理論與政策 ［M］.北京：經濟科學出版社，1992.

［2］宋元梁，肖衛(wèi)東.中國城鎮(zhèn)化發(fā)展與農民收入增長關系的動態(tài)計量經濟分析 ［J］.數量經濟技術經濟研究，2005，（9）：30～39.

［3］范愛軍，王麗麗.我國城鎮(zhèn)化發(fā)展與農民收入增長的實證分析 ［J］.山東社會科學.2007，（3）：79～83.

［4］楊云善.農民工資性收入變動趨勢分析 ［J］.河南社會科學，2011，（1）：211～213.

［5］夏春萍.我國統籌工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的現實條件分析 ［J］.經濟縱橫，2010，（8）：61～63.

［6］蘇發(fā)金.城鄉(xiāng)統籌：城鎮(zhèn)化與農業(yè)經濟增長關系的實證分析 ［J］.經濟經緯，2011，（4）：111～115.

［7］姚壽福，張華.我國城鎮(zhèn)化、工業(yè)化的發(fā)展歷程及對農民收入的影響 ［J］.學術交流，2012，（4）：120～123.

［8］高鐵梅.計量經濟分析方法與建模 ［M］.北京：清華大學出版社，2009.