王 雨

(重慶師范大學(xué)地理與旅游學(xué)院，重慶 401331)

引言

改革開放40a來，現(xiàn)階段我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于新常態(tài)之下，黨的十九大作出了中國特色社會主義進(jìn)入新時代的科學(xué)論斷，提出了實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重大歷史任務(wù)。全面建成小康社會和建設(shè)社會主義現(xiàn)代化強國，最艱巨最繁重的任務(wù)在農(nóng)村。如何推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，其中重要一點就是要堅持鄉(xiāng)村振興和新型城鎮(zhèn)化雙輪驅(qū)動，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)國土空間開發(fā)，加快農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，強化鄉(xiāng)村振興人才支撐。由此可以看出，城鎮(zhèn)化對于推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，增加農(nóng)民收入具有重大作用。

一些學(xué)者對城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入關(guān)系做了一系列相關(guān)研究。宋元梁、肖衛(wèi)東在建立向量自回歸模型的基礎(chǔ)上，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)與預(yù)測方差分解的方法來刻畫城鎮(zhèn)化的發(fā)展與農(nóng)民收入增長間的動態(tài)相關(guān)性。其研究結(jié)論表明，加速推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程是持續(xù)增加農(nóng)民收入的根本路徑，在采用城鎮(zhèn)化發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民收入增長的政策上，應(yīng)采取的是長期政策而不是短期政策[1]。魯建彪用定性研究的方法指出，城鎮(zhèn)化建設(shè)是提高農(nóng)民收入的根本途徑[2]。劉勇回顧中國城鎮(zhèn)化發(fā)展的歷史進(jìn)程和成就，探討了未來中國城鎮(zhèn)化發(fā)展的基本趨勢，并分析未來我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程中將面臨的主要問題，從而提出解決問題的可能對策[3]。姚壽福對四川城鎮(zhèn)化與農(nóng)民各種收入間關(guān)系進(jìn)行了研究，表明四川城鎮(zhèn)化與農(nóng)民各種收入間存在著長期均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村居民總收入、人均純收入，工資性收入，家庭現(xiàn)金收入和經(jīng)營性收入有著長期影響，而對短期影響不明顯[4]。陳海燕、陳佳陽以重慶市1997—2012年的時間序列數(shù)據(jù)和2006—2011年34個區(qū)縣面板數(shù)據(jù)為例，建立了協(xié)整模型和回歸滯后模型并表明重慶市城鎮(zhèn)化與農(nóng)民增收存在長期正向影響關(guān)系，提出持續(xù)的城鎮(zhèn)化才能確保持續(xù)的農(nóng)民增收[5]。王永杰、宋旭、鄧海艷以四川為例，在向量自回歸模型的基礎(chǔ)上，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析了城鎮(zhèn)化率與農(nóng)民收入的關(guān)系，研究結(jié)果認(rèn)為，四川省城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民人均純收入之間不存在協(xié)整關(guān)系，但是存在著密切的動態(tài)關(guān)系，應(yīng)該制定長期政策，避免短期行為，既要推進(jìn)城鎮(zhèn)化也要關(guān)注農(nóng)民的利益[6]。侯向娟、申潞玲、任紅燕以山西省城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)狀為切入點，運用基于向量自回歸模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析方法，對1978—2014年山西省農(nóng)村居民人均純收入與山西省城鎮(zhèn)化率之間的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，研究結(jié)果表明，山西省的城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間存在著長期穩(wěn)定的交互影響[7]。趙軍峰利用河北省的時間序列和面板數(shù)據(jù)，并建立回歸模型來研究城鎮(zhèn)化率與農(nóng)民收入增長關(guān)系，結(jié)果表明，兩者之間存在長期正向影響關(guān)系，城鎮(zhèn)化率是推動農(nóng)民增收的重要因素[8]。穆玉花、吳晨以北京、上海、天津、廣州為例，研究表明，全面小康背景下經(jīng)濟(jì)增長、財政支農(nóng)支出增長率與城鎮(zhèn)化率3個變量對農(nóng)民純收入增長都起正向促進(jìn)作用[9]。潘團(tuán)、汪增洋、商玉萍從中部6省2005—2014年農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建的VAR模型來看，城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、農(nóng)民收入增長之間是雙向的格蘭杰因果關(guān)系，因此政府應(yīng)該促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展，多途徑增加農(nóng)民收入，統(tǒng)籌好農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)民增收之間關(guān)系[10]。蔣勵通過最小二乘法回歸模型和分位數(shù)回歸模型，論證了農(nóng)民的物質(zhì)資本、人力資本及社會資本是農(nóng)民收入增長的基礎(chǔ)決定因素[11]。

推進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)可以把農(nóng)村人口轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)人口，農(nóng)業(yè)地域轉(zhuǎn)化為城市地域，提高農(nóng)村居民收入水平，縮小城鄉(xiāng)差距實現(xiàn)共同富裕?？傮w上看，前人對重慶市城鎮(zhèn)化與農(nóng)民增收相關(guān)研究較少，缺乏與現(xiàn)階段關(guān)系緊密的時間段研究，選取2000—2017年則更為全面。本文應(yīng)用Eviews 9.0和SPSS軟件，利用重慶市2000—2017年城鎮(zhèn)化水平和重慶市2000—2017年農(nóng)村常住居民可支配收入時間序列數(shù)據(jù)，來研究重慶市城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民收入增長的關(guān)系。

1 研究區(qū)概況

重慶位于中國西南部、長江上游地區(qū)，其北部、東部和南部環(huán)繞有大巴山、巫山、武陵山、大婁山。其地貌以丘陵、山地為主，坡地面積較大，被稱為“山城”。重慶地勢自南北向長江河谷逐級降低，其西北部和中部以丘陵、低山為主，東北部緊靠大巴山，東南部連武陵山兩座大山脈。其地跨E105°11′～110°11′，N28°10′～32°13′的青藏高原與長江中下游平原的過渡地帶。其東部、東南部臨湖北和湖南，南部接貴州，西部、北部連四川，東北部與陜西和湖北相連。截至2017年，重慶市轄區(qū)東西長470km，南北寬450km，幅員面積約8.2萬m2，為北京、天津、上海3市總面積的2.39倍，其中主城建成區(qū)面積為647.78km2?？箲?zhàn)期間，大量人口內(nèi)遷，淪陷區(qū)1000余萬人遷往西南、西北地區(qū)，其中有700萬人內(nèi)遷渝川地區(qū)，遷至重慶地區(qū)的達(dá)100萬人。截至2017年，重慶市常住人口已約為3075萬人。

2 數(shù)據(jù)來源和方法

2.1 數(shù)據(jù)來源及相關(guān)變量

本文原始數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)(http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/)《中國統(tǒng)計年鑒2018》[11]和重慶市統(tǒng)計局(http://www.cqtj.gov.cn/tjsj/shuju/tjnj/)《重慶市統(tǒng)計年鑒2018》[12]。選取了2000—2017年的數(shù)據(jù)作為研究樣本，2000年后城鎮(zhèn)化率統(tǒng)計口徑由“非農(nóng)人口比總?cè)丝凇弊優(yōu)椤俺擎?zhèn)常住人口比總?cè)丝凇?，城?zhèn)化水平用常住市鎮(zhèn)人口比常住總?cè)丝趤肀硎?，記為UR(Urbanization Rate)，農(nóng)民收入數(shù)據(jù)用農(nóng)村常住居民可支配收入表示，單位為元，記為PI(Peasants lncome)。以2000年為基期(2000=100)，為消除物價影響，對2個變量取自然對數(shù)，分別記為LnUR和LnPI。

2.2 研究方法

2.2.1 相關(guān)分析

相關(guān)分析(correlation analysis)是研究現(xiàn)象之間是否存在某種依存關(guān)系，并對具體有依存關(guān)系的現(xiàn)象探討其相關(guān)方向以及相關(guān)程度，是研究隨機變量之間的相關(guān)關(guān)系的一種統(tǒng)計方法。線性相關(guān)分析，研究2個變量間線性關(guān)系的程度，用相關(guān)系數(shù)r來描述。當(dāng)r>0，表示x,y變化的方向一致，為正相關(guān)；當(dāng)r<0，表示x,y變化的方向相反，為負(fù)相關(guān)；當(dāng)r=0，表示x,y無線性相關(guān)。

一般地，當(dāng)|r|>0.95時，表示存在顯著性相關(guān)；當(dāng)|r|≥0.8時，表示高度相關(guān)；當(dāng)0.5≤|r|<0.8時，表示中度相關(guān)；當(dāng)0.3≤|r|<0.5時，表示低度相關(guān)；當(dāng)|r|<0.3時，表示關(guān)系極弱，認(rèn)為不相關(guān)。

2.2.2 一元線性回歸分析

回歸分析與相關(guān)分析在實際應(yīng)用中有密切關(guān)系。而在相關(guān)分析中，所討論的變量的地位一樣，分析側(cè)重于隨機變量之間的種種相關(guān)特征，關(guān)心的是二者的關(guān)系如何，而不在于由x去預(yù)測y。然而在回歸分析中，所關(guān)心的是一個隨機變量y對另一個(或一組)隨機變量x的依賴關(guān)系的函數(shù)形式。

一個經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的數(shù)值往往受許多因素影響，若其中只有一個因素是主要的，起決定性作用，則可用一元線性回歸進(jìn)行預(yù)測分析。一元線性回歸方程反映一個因變量與一個自變量之間的線性關(guān)系，當(dāng)直線方程y′=a+bx中a和b確定時，即為一元回歸線性方程。

經(jīng)過相關(guān)分析后，在直角坐標(biāo)系中將大量數(shù)據(jù)繪制成散點圖，這些點不在一條直線上，但可以從中找到一條合適的直線，使各散點到這條直線的縱向距離之和最小，這條直線就是回歸直線，這條直線的方程叫作直線回歸方程。

2.2.3 格蘭杰(Granger)因果檢驗

在時間序列中，2個經(jīng)濟(jì)變量x、y之間的格蘭杰因果關(guān)系可定義為若在包含了變量x、y的過去信息的條件下，對變量y的預(yù)測效果要優(yōu)于只單獨由y的過去信息對y進(jìn)行的預(yù)測效果，即變量x有助于解釋變量y的將來變化，則認(rèn)為變量x是導(dǎo)致變量y的格蘭杰原因。

進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗的一個重要前提條件是時間序列必須具有平穩(wěn)性，否則可能會出現(xiàn)虛假回歸的問題。因此,在進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗前應(yīng)對各指標(biāo)時間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(unit root test)，也稱ADF檢驗。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗對于滯后期的長度選擇有時很敏感?？赡苁鞘艿綑z驗變量平穩(wěn)性的影響，或是樣本容量長度的影響，不同的滯后期可能會得到完全不同的檢驗結(jié)果。因此，常進(jìn)行不同滯后期長度的檢驗，以檢驗?zāi)Ｐ椭须S機干擾項不存在序列相關(guān)的滯后期長度來選取滯后期。

3 重慶市城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入實證分析

3.1 相關(guān)分析

重慶市地形復(fù)雜多樣，農(nóng)業(yè)用地占了土地利用總面積的相當(dāng)大一部分。由表1和《重慶市統(tǒng)計年鑒2018》可知，重慶市城鎮(zhèn)化率從2000年的35.6%到2017年的64.1%，增長了約1.8倍，大致可分為2個階段，2000—2010年城鎮(zhèn)化率增長了約1.5倍，2011—2017年城鎮(zhèn)化率增長了約1.2倍。從中可以看出，前一階段重慶市的城鎮(zhèn)化率增長明顯較快，從總體來看，重慶市城鎮(zhèn)化率呈持續(xù)增長趨勢。重慶市農(nóng)村常住居民人均可支配收入由2000年的1900元到2017年的12638元，增長了約6.65倍，其中2000—2010年農(nóng)民收入增長了約2.8倍，2011—2017年農(nóng)民收入增長了約1.9倍，從中可以看出，前一階段重慶市的農(nóng)民收入增長較快，從總體來看，重慶市農(nóng)民收入呈持續(xù)增長趨勢。2017年，重慶市農(nóng)村居民可支配收入約為12638元，同時全國農(nóng)村居民可支配收入約為13432元，可見重慶市農(nóng)村居民人均可支配收入仍低于全國水平。重慶市應(yīng)更多關(guān)注農(nóng)民增收，把其作為推動重慶經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要內(nèi)容，更好地使新型城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村振興雙輪驅(qū)動。

由表1可知，重慶市城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)民收入都在不斷增加，為了更好地顯示重慶市城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)村常住居民可支配收入之間的關(guān)系，可將2000—2017年重慶市城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)村常住居民可支配收入用SPSS軟件進(jìn)行相關(guān)分析，其分析結(jié)果見表2。由表2可知，r=0.978，說明重慶市城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民增收之間存在顯著性相關(guān)。為了深入研究二者具體關(guān)系，可建立回歸模型進(jìn)行進(jìn)一步探討。

表1 重慶市城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)村常住居民可支配收入

表2 2000—2017年重慶市城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)村常住居民可支配收入相關(guān)分析

3.2 簡單線性回歸模型分析及消除自相關(guān)

運用Evews 9.0軟件制作了重慶市城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)村常住居民可支配收入散點圖并進(jìn)行回歸運算，具體見圖1。由圖1可知，二者呈線性關(guān)系，可建立一元簡單線性回歸模型y'=a+bx，其中，假設(shè)y為重慶市農(nóng)村常住居民可支配收入;x為重慶市城鎮(zhèn)化水平;a、b為未知參數(shù)。

表3中DW=0.281338，說明序列存在嚴(yán)重的自相關(guān)，DW值應(yīng)接近2才較合理，應(yīng)對此序列進(jìn)行消除自相關(guān)。

表3 簡單線性回歸結(jié)果

由表4可知，DW=2.138540,接近2較合理，模擬擬合優(yōu)度R2=0.992531，表明模型擬合度高，因此回歸模型較合理，可得出回歸模型：

LnPI=10.62+3.04LnUR

t=(18.61382)(2.907528)，n=18

回歸模型反映了重慶市城鎮(zhèn)化水平每增加0.01%,農(nóng)村常住居民可支配收入增加3.04%，說明重慶市城鎮(zhèn)化水平的提高可促進(jìn)農(nóng)民收入，兩者存在正向影響。

表4 消除自相關(guān)結(jié)果

3.3 平穩(wěn)性檢驗

為進(jìn)一步研究二者的關(guān)系可進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，在此之前需進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。平穩(wěn)性檢驗即單位根(ADF)檢驗，是指檢驗序列中是否存在單位根，如果存在單位根則為非平穩(wěn)時間序列。單位根是指單位根過程可以證明，在序列中存在單位根過程則不平穩(wěn)，這將使回歸分析中出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。用Eviews 9.0對LnUR和LnPI進(jìn)行單位根(ADF)檢驗，檢驗結(jié)果見表5。

表5 變量單位根檢驗結(jié)果

結(jié)合表2可以看出，農(nóng)村常住居民可支配收入PI和城鎮(zhèn)化水平UR2個變量以及各自的一階差分變量△LnPI和△LnUR都是非平穩(wěn)變量，而二者的二階差分變量△2LnPI和△2LnUR小于臨界值，拒絕原假設(shè)，因此PI和UR為二階差分平穩(wěn)變量。

3.4 格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗

通過平穩(wěn)性檢驗后可對重慶市城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)民收入進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，由表6可知，當(dāng)滯后階數(shù)為2時，農(nóng)村常住居民可支配收入是城鎮(zhèn)化的原因，農(nóng)民收入可促進(jìn)城鎮(zhèn)化，階數(shù)為1,3,4時則不是原因；當(dāng)滯后階數(shù)為1,3時，城鎮(zhèn)化是農(nóng)村常住居民可支配收入的原因，城鎮(zhèn)化可促進(jìn)農(nóng)民收入，階數(shù)為2,4時則不是原因。結(jié)果表明，重慶市城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民增收存在長期均衡關(guān)系，在較短時間內(nèi)不能很好地表現(xiàn)出來，只有通過較長時間才能反映這種關(guān)系。

表6 UR與PI間Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

結(jié)合2000—2017年重慶市農(nóng)村常住居民可支配收入和城鎮(zhèn)化率相關(guān)數(shù)據(jù)，通過實證分析可得出結(jié)論，在研究期內(nèi)，重慶市農(nóng)民收入與城鎮(zhèn)化之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入有正向影響，城鎮(zhèn)化水平每提高0.01%，農(nóng)村居民可支配收入將提高3.04%，農(nóng)民收入增長一定程度也促進(jìn)了城鎮(zhèn)化水平的提高。

4.2 建議

重慶市在《重慶市國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二○三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》中提出，“十四五”期間，重慶市地區(qū)生產(chǎn)總值年均增長6%左右，居民人均可支配收入年均增長6.5%；到2025年，人均地區(qū)生產(chǎn)總值突破10萬元；到2035年，經(jīng)濟(jì)總量和居民人均可支配收入較2020年翻1番以上，人均地區(qū)生產(chǎn)總值超過2萬美元[15]。為了實現(xiàn)這一目標(biāo)提出以下建議。

基于重慶市農(nóng)民收入與城鎮(zhèn)化之間的長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入的促進(jìn)作用有滯后性，由此相關(guān)部門應(yīng)制定長期規(guī)劃，而不只是短期計劃，從而更好地發(fā)揮城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入的帶動作用。為更好地推動新常態(tài)下新型城鎮(zhèn)化與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略雙輪驅(qū)動，必須協(xié)調(diào)好二者關(guān)系，既要積極推進(jìn)城鎮(zhèn)化，也要更多地關(guān)注農(nóng)民收入，鋪好全面建成小康社會決勝時期的最后1里路。

推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，縮小城鄉(xiāng)差距，按照重慶市各區(qū)縣實際情況進(jìn)行城鎮(zhèn)化建設(shè)，完善相關(guān)制度，擴散城鎮(zhèn)要素服務(wù)農(nóng)村，妥善處理好農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、新型城鎮(zhèn)化以及農(nóng)民收入之間的關(guān)系，實現(xiàn)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民增收的相互促進(jìn)。

政府應(yīng)從多方面拓寬農(nóng)民收入渠道，城鎮(zhèn)化水平的提高可增加農(nóng)民工資性收入、財產(chǎn)性和轉(zhuǎn)移性收入以及經(jīng)營性收入，改善農(nóng)民生活[13]。如，重慶市山地丘陵面積廣大，歷史文化底蘊深厚且富有特色，自然和人文旅游資源豐富，因此可大力發(fā)展旅游業(yè)，促進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展，讓農(nóng)民從第一產(chǎn)業(yè)中解放出來，投入到二三產(chǎn)業(yè)中去，使農(nóng)民收入快速提高。

加大農(nóng)民培訓(xùn)教育力度，鼓勵知識水平較低的農(nóng)民學(xué)習(xí)所從事行業(yè)的基本知識和較簡單的專業(yè)操作技術(shù)，提高農(nóng)民素質(zhì)能使農(nóng)民獲得更多的就業(yè)機會，并且能更好地融入新型城鎮(zhèn)化之中，促進(jìn)城鎮(zhèn)化的同時也提高了自身收入。