方 娜，张开华

（中南财经政法大学 工商管理学院，武汉430060）

1 城镇化与农民收入互动关系内在机理

1.1 城镇化对农民收入的影响

首先，我国城镇化最显著的特征是农村劳动力大规模转移。2013年农民工总规模达2.69亿人，农民工资性收入大幅度提高主要来自大规模农村劳动力转移就业。据中国统计局的统计口径，农民收入按来源分为农民工资性收入、农民家庭经营纯收入和转移性及财产性收入三部分。目前具体分析农民收入结构可以得出，财政转移收入和财产性收入变化不大，务农收入在农村家庭收入中的比重呈下降趋势，以进城打工为主的兼业收益占比不断上升，已成为农民增收的主要来源。2013年农民工资性收入占到农民收入的45.3%，其中农民收入增长59.0%来自农民工资性收入的贡献。据国家统计局的数据，2013年农民人均纯收入达到8896元，农民的工资性收入首次超过家庭经营性收入。这反映出农民已经开始在分享城镇化和工业化的成果了。

其次，城镇化将促进农业经营主体和模式的发展转型，使得农民“收入倍增”成为可能。城镇化建设的加快推进使得农业经营主体实现由单一生产小农向规模化专业大户的升级转型，农民市民化将打通农村富余劳动力向外转移的渠道，推动城镇私营业主群体的发展壮大。农业产业化公司进入农业领域使得农业经营模式发生根本变革，龙头企业通过大规模集中资源和专业化经营管理，能够增加农民就业选择，有效分担农户风险，实现“公司+农户”的双赢，这些都有利于提高农民非农收入。

第三，城镇化的过程即农村人口的逐渐减少，城镇人口逐渐增加的过程。而农村人口的减少使农民人均耕地面积增加，城镇人口增加意味着对农产品的需求量的增加。农民收入特别是务农收入受农产品价格和农产品销售量的两个因素的影响，即使保持农产品价格水平不变的情况下，农民收入也会随着农产品销售量增加而增加。同时农村人口进入城镇以后，由于生活方式和饮食质量方面的改善也会增加对农产品的需求量。因此，城镇人口的增加意味着农民收入的增加。

1.2 农民收入增加对城镇化进程的影响

根据马斯洛需求层次理论,收入增长以后,农民的消费需求会随之扩大,需求扩大引起供给增加,为了满足农民日益增长的消费需求,城镇将通过扩大生产为农民提供产品和服务,这就带动了城镇经济的发展,而城镇经济发展本身就是城镇化的以部分,因此农民收入增加带动了城镇化发展；其次农民的储蓄会随着收入的增加而增加，这些储蓄将进入金融机构，并被金融机构用于一序列经济活动，于是农民的储蓄就转化成社会资本并用于社会再生产活动，社会再生产的过程将直接推动城镇化发展；第三，农民的购买力随着收入增加而增强，因此在消费过程中的间接纳税额也相应增多，一定程度上促进了政府部门税收的增加，政府税收增加以后，会加大财政支出，加快当地经济建设，这也间接加快了城镇化的进程。

可见，城镇化与农民收入之间存在一定的互动关系，理清这一关系将有利于更好地解决“三农”问题，同时实现新型城镇化。本文应用协整分析及ECM模型来具体分析城镇化与农民工资性收入之间的长期、短期互动关系。

2 城镇化与农民工资性收入互动关系的实证分析

2.1 数据收集

本文中研究的变量分别为城镇化率、农民工资性收入，在本文中分别用CZHL、GZ来表示。样本期为1978～2013年，数据均来自历年《中国统计年鉴》。其中，农民工资性收入GZ以现价形式表示，为了消除物价因素的影响，本文使用1978年为基期的农民工资性收入指数（用GZI表示）对其进行调整。为了不改变变量之间的依存关系，同时消除时间序列中存在的异方差，对原始数据取自然对数。因此对原始数据CZHL、GZI分别取自然对数，取对数以后的新变量我们分别用L(CZHL)、L（GZI）来表示，其相应的一阶差分序列为△L(CZHL)、△L(GZI)。本文采用计量经济学eviews6.0分析软件。

2.2 平稳性检验

为了避免直接对非平稳的时间序列进行回归导致谬误回归,估计结果失去现实意义，需要先对实际的时间序列进行平稳性检验。采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验方法对变量L(CZHL)和L（GZI）进行单位根检验（结果见表1）。

表1 相关变量的ADF检验

由表1可知，L(CZHL)和L(GZI)的P值分别为0.9086和0.9921均大于0.05,所以不能拒绝原假设,序列L(CZHL)、L(GZI)都存在单位根,是非平稳时间序列。因此，需要进一步对序列L(CZHL)及L(GZI)分别进行一阶差分，分别用△L(CZHL)、△L(GZI)表示，再分别对其进行ADF检验。由表1可知，△L(CZHL)、△L(GCI)的P值分别为0.0000、0.0000均远小于0.05，所以拒绝原假设，序列△L(CZHL)、△L(GZI)不存在单位根，是平稳时间序列。这说明L(CZHL)、L(GZI)均为一阶单整序列。

2.3 协整检验

如果两个变量是协整的则它们之间存在着一个长期稳定的比例关系，这种关系称之为协整。协整检验常在检验变量具有同阶单整性的基础上进行，常用的方法有两变量的EG检验和多变量的Johansen检验。由于L(CZHL)和L(GZI)均为一阶单整序列,本文采用EG检验法即第一步：对L(CZHL)与L(GZI)进行回归；第二步：检验L(CZHL)与L(GZI)变量之间是否存在协整关系。

第一步：利用统计分析软件eviews6.0进行分析，以L(GZI)为解释变量，以L(CZHL)为被解释变量，用OLS回归模型，输出结果如下：

由于残差序列的均值为零，所以本文对上述两个OLS回归方程所得到的残差序列进行ADF检验时选择无截距项、无趋势项形式的ADF检验来具体检验回归残差项的平稳性。检验结果如下表2所示，P值分别为0.0068,0.0034远小于0.05，表明上述两个OLS回归方程所得到的残差序列不存在单位根，是平稳序列。即说明城镇化率与农民工资收入之间存在协整关系。

表2 残差序列ADF单位根检验结果

根据EG检验原理，上述协整回归方程揭示了城镇化发展水平与农民工资性收入之间存在长期均衡关系。上述OLS方程式（1）、OLS方程式（2）表明L(CZHL)、L(GZI)前面的系数分别为3.9818和0.2211，即：城镇化率每提高1个单位，将会促进农民工资性收入增长3.9818个单位；农民工资性收入每增长1个单位，将会促进城镇化率提高0.2211个单位。上述实证分析表明：城镇化率与农民工资性收入之间存在着长期互为促进的关系，只是其促进作用的强弱程度不一样（3.9818＞0.2211），城镇化发展水平对农民工资性收入增长的促进作用显著性地强于农民收入增长对城镇化发展水平的促进作用。

2.4 格兰杰因果检验

检验两个变量之间因果关系的一种常用方法即格兰杰（Granger）因果关系检验。滞后的阶数的选定是进行Granger因果关系检验的重要指标，本文基于AIC定阶准则来确定选择最优滞后阶数K=1。

表3 格兰杰（Granger）因果关系检验

从表3格兰杰（Granger）因果关系检验结果可以看出，在10%的显著性水平下，L(CZHL)是L(GZI)的Granger原因，在5%的显著性水平下，L(GZI)是L(CZHL)的Granger原因。亦即我国的城镇化水平的提高与农民工资性收入水平的提高互为Granger原因。

2.5 误差纠正模型（ECM）

两个变量之间的长期均衡关系通过协整检验可以实现,而检验两个变量之间的短期的变动关系需要建立误差修正模型来具体分析,即用解释变量离开均衡状态的偏差值来解释短期的变动关系。本文建立反映L(GZI)与L(CZHL)之间短期动态均衡关系的ECM模型为：

上述结果表明，误差纠正项的系数大小为0.145不显著，即当短期内出现偏离长期均衡情况时，从非均衡状态向长期均衡状态调整的速度较慢（约为14.5%）。

3 结论及政策建议

从实证分析的结果可以看出：全国城镇化水平的提高和农民工资性收入水平的增长互为Granger原因；我国城镇化水平与农民工资性收入水平的之间存在一种显著的长期稳定的同向变动关系，其中城镇化发展水平对农民工资性收入增长的促进作用显著性强于农民工资性收入增长对城镇化发展水平的促进作用；据ECM模型分析得出，从短期看我国城镇化推进对农民工资性收入变化影响不太明显。综合上述分析，对我国农民增收及我国城镇化的实现问题作出以下几点思考：

第一，推进城镇化需要制定以农民收入持续增长为先导的新型城镇化战略。城镇化过程是一场深刻的社会大变革，要推动新型城镇化持续、健康、协调、均衡发展，既要遵循规律，顺应时势，又要统筹协调，量力而行，在政府可承受、农民可接受、发展可持续的前提下积极推进。因此，要协调城镇化发展与农民收入增长之间的关系，各级政府应及时制定“以农民收入持续增长为先导、多元化、非均衡、综合发展”的城镇化发展战略。

第二，推进城镇化需特别强调有序发展中小城镇。推进新型城镇化出发点和终极目的是促进农民转移，实现农民向市民身份的转换，促进农民持续增收。在当前二元结构短期内尚不能彻底破除的情况下，大力推进中小城镇建设，鼓励和引导农民就地转移和就地创业，有利于减少农民转移成本，促进农民增收，让广大农民群众真正触摸到、感受到、享受到城镇化的好处，真正切实分享到城镇化的成果。

第三，推进新型城镇化必须以改革创新释放发展红利。在城镇化推进过程中，不只是要继续为农村居民提供更多的非农就业机会，更重要地是，农民收入要能随着城镇化的发展得到全面、持续的提升。因此，盘活农村土地等财产，赋予农民更多的财产权益，让农民全面分享城镇化成果就成为今后我国城镇化的重要目标。

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