徐輝，陳芳，張明如 湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心（長(zhǎng)江大學(xué)），

江漢平原農(nóng)村經(jīng)濟(jì)研究所，湖北 荊州434023

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

費(fèi)景漢等［1］對(duì)劉易斯模型進(jìn)行修正與補(bǔ)充后，認(rèn)為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移過程中農(nóng)民收入得以增加。宋元梁等［2］對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入問題的研究表明，城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入有積極的促進(jìn)作用，建議積極加快城鎮(zhèn)化發(fā)展。范愛軍等［3］運(yùn)用向量誤差修正模型，研究表明城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民人均工資性純收入的影響程度最大，對(duì)農(nóng)民人均家庭經(jīng)營(yíng)純收入的影響次之，而對(duì)農(nóng)民人均財(cái)產(chǎn)與轉(zhuǎn)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(dòng)農(nóng)民增收的主要力量，越是工資收入比重大的地區(qū)農(nóng)民收入水平越高。夏春萍［5］認(rèn)為城鎮(zhèn)化是伴隨工業(yè)化發(fā)展而產(chǎn)生并加速發(fā)展起來的，但是城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)又對(duì)工業(yè)化發(fā)展和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展有著重要的促進(jìn)作用。蘇發(fā)金［6］用實(shí)證方法得出了城鎮(zhèn)化與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者存在長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。姚壽福等［7］證實(shí)我國(guó)城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民人均純收入及其中各項(xiàng)收入的影響均顯著，表明城鎮(zhèn)化是提高我國(guó)農(nóng)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(nóng)民增收的主要支撐點(diǎn)。同時(shí)，大量農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移正推動(dòng)著我國(guó)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(guān)系。根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》1994～2012年農(nóng)民工資性收入與城鎮(zhèn)化率的數(shù)據(jù)，自1994年開始，隨著城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展我國(guó)農(nóng)民工資性收入也快速增長(zhǎng)，到了2005年后趨勢(shì)更加明顯；農(nóng)民工資性收入與城鎮(zhèn)化之間可能存在正向的相互促進(jìn)作用，尤其是農(nóng)民工資性收入在500～1000元時(shí)，農(nóng)民工資性收入的增加大幅推動(dòng)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(shè)它們之間是一種雙向因果關(guān)系，下面通過建立VAR模型進(jìn)行驗(yàn)證。

1 數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)選取

本研究采用1978～2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)民工資性收入與城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證，數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

為消除通貨膨脹因素的影響，對(duì)農(nóng)民工資性收入數(shù)據(jù)依據(jù)價(jià)格指數(shù)（1978＝100）進(jìn)行處理，得到了農(nóng)民的實(shí)際工資性收入，記作WIF（Wage income of farmers），為了消除異方差，對(duì)變量WIF進(jìn)行了常用對(duì)數(shù)處理［8］。城鎮(zhèn)化率用UR（Urbanization Ratio）表示，UR＝（城鎮(zhèn)人口／總?cè)丝冢?00%。根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)，1978～2000年城鎮(zhèn)人口按戶籍人口統(tǒng)計(jì)，2000年之后按城鎮(zhèn)常住人口統(tǒng)計(jì)。

2 實(shí)證分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免使用OLS進(jìn)行估計(jì)時(shí)產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象，運(yùn)用EVIEWS7.0對(duì)WIF與UR進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)），檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）結(jié)果

由表1可知，WIF、UR的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值均大于5%置信水平下的臨界值，不能拒絕原假設(shè)，原序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。故對(duì)原序列進(jìn)行一階差分序列檢驗(yàn)，結(jié)果顯示W(wǎng)IF、UR的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(shè)，也就是說WIF與UR是一階差分平穩(wěn)的時(shí)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(shí)間序列，可以使用樣本數(shù)據(jù)建立VAR模型。根據(jù)AIC最小化原則，經(jīng)過多次實(shí)驗(yàn)，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(jié)果如下：

從R2的結(jié)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(shù)為正，且通過t值檢驗(yàn)，說明我國(guó)上期城鎮(zhèn)化率每提高1%，當(dāng)期城鎮(zhèn)化率提高1.251%。農(nóng)民工資性收入滯后2期的系數(shù)為正，說明農(nóng)民工資性收入每增加1%，2年后我國(guó)的城鎮(zhèn)化率將提高1.843%。

方程（2）是農(nóng)民工資性收入方程，結(jié)果表明農(nóng)民工資性收入與自身的滯后1期密切相關(guān)，系數(shù)為正且通過t值檢驗(yàn)，說明上期農(nóng)民工資性收入每增加1%，當(dāng)期農(nóng)民工資性收入增長(zhǎng)0.589%。其他滯后項(xiàng)雖然對(duì)農(nóng)民工資性收入產(chǎn)生一定的影響，但沒有通過t值檢驗(yàn)，說明這些滯后項(xiàng)對(duì)農(nóng)民工資性收入增長(zhǎng)影響不顯著。

2.3 Granger因果檢驗(yàn)

結(jié)合VAR（2）模型，對(duì)農(nóng)民工資性收入與城鎮(zhèn)化變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，得到如下結(jié)果，詳見表3。

表3 農(nóng)民工資性收入與城鎮(zhèn)化的Granger因果檢驗(yàn)

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(rèn)為農(nóng)民工資性收入的增長(zhǎng)會(huì)明顯地促進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展，而城鎮(zhèn)化水平的提高并沒有顯著地導(dǎo)致農(nóng)民工資性收入的增長(zhǎng)。

2.4 脈沖響應(yīng)分析

為了研究城鎮(zhèn)化的一個(gè)單位沖擊對(duì)我國(guó)農(nóng)民工資性收入所帶來的影響以及農(nóng)民工資性收入的一個(gè)單位沖擊對(duì)城鎮(zhèn)化水平所帶來的影響，需要對(duì)VAR模型進(jìn)一步做脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如圖1和圖2。

圖1 農(nóng)民工資性收入的脈沖響應(yīng)曲線

圖2 城鎮(zhèn)化的脈沖響應(yīng)曲線

從圖1可以看出，農(nóng)民工資性收入對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊反映強(qiáng)烈，第1年達(dá)到0.074，第2年達(dá)到0.045，隨著時(shí)間的推移，農(nóng)民工資性收入對(duì)自身沖擊的影響逐漸減弱。而城鎮(zhèn)化的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)當(dāng)期的農(nóng)民工資性收入影響不大，隨著時(shí)間的推移，城鎮(zhèn)化水平逐漸顯示出對(duì)農(nóng)民工資性收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

從圖2可以看出，城鎮(zhèn)化水平對(duì)自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊反映明顯，第1年達(dá)到0.45，隨著時(shí)間推移，影響程度呈現(xiàn)遞增趨勢(shì)，最終維持在0.5～0.8之間。前3期，城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民工資性收入增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)向沖擊，從第4年開始，城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民工資性收入的正向影響才逐漸顯現(xiàn)出來并一直呈緩慢上升趨勢(shì)。

2.5 方差分解

方差分解是通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此，方差分解給出對(duì)VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的相對(duì)重要性。對(duì)VAR（2）模型進(jìn)行方差分解的結(jié)果如圖3和圖4。

從圖3農(nóng)民工資性收入方差分解來看，農(nóng)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(nóng)民工資性收入變化的90%以上，而城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民工資性收入的沖擊低于10%。

圖3 農(nóng)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(duì)自身的影響呈現(xiàn)緩慢下降趨勢(shì)，在第10年仍然達(dá)到86%。而農(nóng)民工資性收入水平對(duì)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(duì)城鎮(zhèn)化水平的沖擊呈現(xiàn)增加趨勢(shì)，但比重低于15%。

3 實(shí)證結(jié)論與對(duì)策建議

3.1 實(shí)證結(jié)論

1）農(nóng)民工資性收入的增長(zhǎng)顯著促進(jìn)了城鎮(zhèn)化水平的提高。實(shí)證結(jié)果表明，農(nóng)民工資性收入的增長(zhǎng)能明顯促進(jìn)城鎮(zhèn)化的發(fā)展，農(nóng)民工資性收入每增加1%，2年后我國(guó)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(nóng)民工資性收入的增長(zhǎng)，但是對(duì)農(nóng)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(xiàn)出來并一直呈緩慢上升趨勢(shì)。

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

3.2 對(duì)策建議

1）科學(xué)規(guī)劃，扎實(shí)推進(jìn)高質(zhì)量的新型城鎮(zhèn)化。城鎮(zhèn)化是我國(guó)現(xiàn)代化建設(shè)的歷史任務(wù)，也是擴(kuò)大內(nèi)需的最大潛力所在，所以要積極引導(dǎo)城鎮(zhèn)化健康發(fā)展，穩(wěn)妥推進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)。各級(jí)政府應(yīng)做好全面科學(xué)的城鎮(zhèn)化規(guī)劃，著力提高新型城鎮(zhèn)化的質(zhì)量。

2）以人為本，切實(shí)提高農(nóng)民實(shí)際工資性收入。新型城鎮(zhèn)化的建設(shè)應(yīng)該是人的城鎮(zhèn)化，要給城鎮(zhèn)化建設(shè)的主力軍農(nóng)民工支付體面的勞動(dòng)報(bào)酬，讓他們共享城鎮(zhèn)化建設(shè)的成果，切實(shí)提高農(nóng)民工資性收入，促進(jìn)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)，減少城鄉(xiāng)收入的差距。

3）改革創(chuàng)新，促進(jìn)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民工資性收入的協(xié)調(diào)發(fā)展。城鎮(zhèn)化不僅可以促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移帶動(dòng)農(nóng)民收入增長(zhǎng)，而且還能加速農(nóng)村土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，從而增加農(nóng)民收入。農(nóng)民工資性收入的增長(zhǎng)能帶動(dòng)更多的農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移并直接推進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)。因此，應(yīng)在戶籍制度、農(nóng)民工市民化、農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)制度、農(nóng)民就業(yè)創(chuàng)業(yè)制度（尤其是新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體培育）等方面進(jìn)行改革創(chuàng)新，真正實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，共建和諧社會(huì)。

［1］費(fèi)景漢，古斯塔夫·拉尼斯.勞動(dòng)剩余經(jīng)濟(jì)的發(fā)展——理論與政策 ［M］.北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，1992.

［2］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］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2005，（9）：30～39.

［3］范愛軍，王麗麗.我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的實(shí)證分析 ［J］.山東社會(huì)科學(xué).2007，（3）：79～83.

［4］楊云善.農(nóng)民工資性收入變動(dòng)趨勢(shì)分析 ［J］.河南社會(huì)科學(xué)，2011，（1）：211～213.

［5］夏春萍.我國(guó)統(tǒng)籌工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的現(xiàn)實(shí)條件分析 ［J］.經(jīng)濟(jì)縱橫，2010，（8）：61～63.

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［8］高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模 ［M］.北京：清華大學(xué)出版社，2009.