浙江城镇化发展与农民收入变化实证分析

周众帏

（国家统计局浙江调查总队，浙江 杭州 310012）

目前，农民收入增长已成为当前居民收入增长的难点。研究表明，城镇化对于农村人口和农业剩余劳动力的转移作用巨大，而农民收入的提高在很大程度上取决于农村人口和农业剩余劳动力转移的速度和规模，因此城镇化与农民收入增长之间存在互相促进的函数关系。本文拟从定量分析的层面上就浙江省城镇化发展与农民收入变化之间的长期和短期关系进行分析，并提出相关结论和建议。

我国城镇化的逐步推进，是拉动消费、扩大内需和加快转变经济发展方式的需要，也是调整和优化经济结构、提升经济发展质量以及解决“三农”问题的重要途径，这已被当代发展经济学的研究所证实。许经勇（2001）、李文（2001）、张文华（2003）、李剑阁、韩俊（2004）等认为农民收入增长缓慢的根本原因在于城镇化发展严重滞后；吴敬琏（2002）认为，实现大量农村剩余劳动力向非农产业的转移，是解决“三农”问题，顺利实现工业化和城市化的中心环节；左鹏飞（2012）认为，长期内城镇化对农民收入具有均衡的积极影响，印证了坚持城镇化这一长期战略的必要性；厉无畏（2013）认为，农村城镇化的红利在于提高农民收入，让农民享受到公共服务。

一、浙江城镇化与农民收入相关性实证分析

（一）数据来源

本文选择非农业人口占总人口的比重和农村居民家庭人均纯收入两个指标分别表示城镇化水平与农民收入水平。根据2012年《浙江统计年鉴》及相关简要本所提供的信息，得到1978-2012年间非农业人口占总人口的比重X和农村居民家庭人均纯收入Y的两组时序数据。为消除数据物价因素的影响，本文按照1978年为基年物价指数对数据进行缩减，为消除数据中存在的异方差，分别对两个变量取自然对数，为LnX和LnY， 其相应的一阶差分序列为ΔLnX、ΔLnY。

（二）模型设定

图1 LnX时序图

图2 LnY时序图

从图1和图2上可以看出，各变量存在明显的不平稳性，通常说来，由于变量的非平稳性，直接回归可能会引起伪回归的问题。因此，我们考虑用协整检验、误差修正模型和因果关系检验等方法来研究城镇化发展与农民收入变化两者之间的联系。

（三）平稳性检验

在进行变量之间协整检验前，先对各变量进行ADF单位根检验方法平稳性检验，应用EViews5.1软件，对LnX、LnY、ΔLnX、ΔLnY进行ADF检验。

从图1和图2上可以看出，LnX、LnY两序列是具有截距及趋势的，ΔLnX、ΔLnY两序列是具有截距，但差分会消除趋势。从而得出以下ADF检验结果，如表1。

表1 ADF检验结果

由表1可知，在10%的显著性水平下，原变量均是非平稳的，但是经过一阶差分之后，均变为平稳的，因此它们都是一阶单整。故而，可以对它们进行协整检验。

（四）协整检验

我们采用Johansen 协整检验法检验变量之间是否存在协整关系。Johansen协整检验是一种基于VAR模型的检验方法，在进行协整检验之前需要先确定VAR模型的最优滞后阶数。协整检验对滞后阶数尤为敏感，不当的滞后阶数，很可能导致虚协整，因此确定合理的滞后阶数尤为重要，由于数据量的原因，我们考虑在滞后阶数为7阶以内的无约束VAR模型。

表2 VAR滞后阶数选择

从表2可以看出，在各种准则标准下，6阶选择是最为合理的（被选中的次数最多），因此确定VAR的滞后阶数为6阶，协整检验的滞后阶数为5阶（协整检验的滞后阶数要比无约束VAR模型的滞后阶数少一阶）。通过模型选择的联合检验，选择数据空间有线性确定性趋势、协整方程有截距项无趋势的模型进行协整检验。

表3 协整检验结果

从表3中可以看出，在5%的显著性水平下，拒绝了不存在协整关系的原假设，并接受了至多存在一个协整关系的原假设，因此认为LnYt与LnXt之间存在协整关系，说明农民收入变化和城镇化发展之间存在长期均衡关系。

根据方程和参数的显著性，得出一个协整方程（括号内为系数的标准差）：

由这协整方程可以得到误差修正式：

从协整方程式（1）可以看出，城镇化水平每变动1个单位，将会促进农民收入正向变动2.331387个单位。因此，该协整回归方程具有现实意义。

（五）误差修正模型

根据Granger定理，一组具有协整关系的变量一定具有误差修正模型的表达式存在。误差修正模型反映的是变量在短期波动中偏离它们长期均衡关系的程度，它为我们提供了分析短期动态关系的工具。选择数据空间有线性确定性趋势、协整方程有截距项无趋势、滞后期为5的VECM模型，估计结果为（括号内为系数的标准差）：

误差修正模型（3）描述了均衡误差对农民收入变化短期动态的影响，误差修正系数为负数，符合相反修正机制，说明其在偏离均衡时有自我恢复的能力，误差修正系数为-0.223768，说明长期均衡趋势误差校正项对农民收入增长的调整幅度为22.3768%，具有良好的调节作用。从误差修正模型来看，城镇化发展的第2、4、5年将对当期收入反向变化，城镇化发展的第1、3年将对当期收入正向变化， 我们可以认为城镇化发展状况对农民收入变动的长期影响更为显著。

（六）格兰杰因果分析

根据协整检验结果，城镇化发展与农民收入变化之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系，即对于城镇化发展与农民收入变化之间是否有因果关系，必须进一步证实。采用格兰杰因果分析进行验证，由于Granger因果关系滞后期数选使AIC值最小的那个滞后期值，所以确定滞后阶数为6阶，城镇化发展与农民收入变化之间的Granger因果关系的检验结果见表4。

表4 城镇化发展与农民收入变化之间的因果关系检验

从表4可以看出，滞后期数分别为1至3的农民收入变化不是引起城镇化水平变化的原因，但滞后期数分别为1至3的城镇化水平变化是引起农民收入变化的原因。滞后4期的城镇化水平的变动不是引起当期农民收入变化的原因，滞后4期的农民收入变动是引起当期城镇化水平变化的原因，滞后5期的城镇化水平的变动是引起当期农民收入变化的原因，同样滞后5期的农民收入变动是引起当期城镇化水平变化的原因。在短期内，城镇化发展会对农民收入变化产生直接的影响，而农民收入变化不会影响城镇化的发展。但在第5个滞后期数上，城镇化的发展促进了农民收入的变化，同时农民收入的变化有助于城镇化的推进，两者之间具有双向因果关系。这也说明我国在采用城镇化发展促进农民收入变化的政策上，应采取长期政策而非短期政策。只有这样才能保证城镇化发展对促进农民收入变化起到持久的效果。

二、结论及建议

根据上述实证分析，可得出以下基本结论：

（1）城镇化水平与农民收入水平两者之间存在协整关系，即城镇化发展与农民收入变化之间存在长期的均衡关系。

（2）从误差修正模型来看，说明城镇化发展状况对农民收入变化的长期影响更为显著。误差修正系数为负数，符合相反修正机制，说明其在偏离均衡时有自我恢复的能力，误差修正系数为-0.223768，说明长期均衡趋势误差校正项对农民收入增长的调整幅度为22.3768%，具有良好的调节作用。

（3）滞后5期是城镇化发展和农民收入变动互为的因果关系，即本期的城镇化水平将是5年以后农民收入变动的原因，同样本期的农民收入变动将是5年以后城镇化水平变动的原因。

综合上述定量分析的基本结论，本文认为，城镇化发展对农民收入增长具有重大作用，浙江省在采用城镇化发展促进农民收入增长的政策上，应采取长期政策而非短期政策，力求避免其短期性行为，以保证其持久正向效应；在协调城镇化与农民收入变动之间的关系时，一定要遵循两者之间内在联系所决定的基本规律和基本原则。

在党的十八大明确指出要大力发展城镇化之际，我们认为，首先发展城镇化先考虑是对人的城镇化，再考虑对地区的城镇化，绝对不是大力造空城就是城镇化，要追求质量上的城镇化，让老百姓真正享有实际红利的城镇化。其次，应该遵从长远发展的原则，避免贪大求快，实施可持续发展战略，构建和谐社会，搞好城镇产业发展规划，搞好乡镇村屯的布局规划，搞好中心城镇的发展规划。再次加强基础设施建设，提高承载能力，强化市政基础设施建设，加强公共服务设施建设，重视应急设施建设。最后，推进发展城镇化必须创新体制。可以对土地制度、户籍制度、农民工市民化、人口政策、现行行政区划体制、行政体制、公共治理等做出改变与创新，使得浙江省经济及民生发展得益于城镇化发展。

[1]吴敬琏.农村剩余劳动力转移与“三农”问题.宏观经济研究. 2002

[2]浙江省统计局.国家统计局浙江调查总队.浙江省统计年鉴2012.中国统计出版社. 2012

[3]范爱军，王丽丽.我国城镇化发展与农民收入增长的实证分析.山东社会科学.2007

[4]胡鞍钢.城市化是今后中国经济发展的主要推动力. 中国人口科学.2003