我国城镇化发展与农民收入增长关系的实证分析：1978～2008

刘天和

[摘 要]截至2008年底，我国城镇化率已由1978年的17.92%提高到了45.68%，而我国农民人均纯收入则由1978年的133.6元增加到了2008年的4761元，城镇化发展是否促进了农民收入的增加？二者是否存在因果关系？本文通过运用协整（CI）分析、Granger因果关系检验对城镇化发展与农民收入增长之间相关性的表现特征，及其内在规律进行了研究和分析，旨在为我国的城镇化发展和农民收入持续增长提供理论和实践依据。实证结果表明，我国城镇化发展与农民收入增长之间存在着长期的均衡关系，从长期看，两者之間具有双向因果关系。

[关键词]城镇化；农民收入增长；协整分析；Granger因果关系检验

[中图分类号]F323.8 [文献标识码]A

农民增收难、农业农村发展滞后已经成为影响我国经济社会快速发展的最严重的瓶颈。基于新世纪我国经济社会发展的时代特征和“三农”问题的症结所在，统筹城乡经济社会发展，加快推进城镇化已经成为我国促进农业增效、农民增收和农村发展的重要战略举措。城镇化是经济社会发展的必然趋势，也是工业化、现代化的重要标志，逐步提高城镇化水平，对于扩大内需、推动国民经济增长，对于优化城乡经济结构、促进国民经济良性循环和社会协调发展，具有重大意义。

1 研究方法与数据

1.1 研究方法

为测度和检验城镇化发展与农民收入增长之间的关系，本文所采用的研究方法主要有：

1.1.1 单位根检验。时间序列的平稳性是进行时序分析时的先决条件，否则时间序列的不平稳会导致“伪回归”问题。因此，我们首先要对相关数据进行平稳性检验，即单位根检验，然后方可建立非平稳时间序列的回归模型。学术界对单位根检验有多种不同的方法，如DF法、ADF法等，本文主要采用ADF（Augmented Dickey—Fuller）检验法。

1.1.2 协整检验。协整理论自1978年（Davison，Hendry，Srba和Yeo）提出以来，学术界对其进行了深入细致的研究和推广（Granger，1983；Engle和Granger，1987）。协整关系表达的是两个或多个线性增长的经济量相互影响及自身演化的动态均衡关系。它与传统的以最小二乘法为基础的线性回归分析相比，在统计上更严格，更具逻辑性。一般情况下，协整检验有EG两步法与JJ的多变量极大似然法，本文采用EG两步法。

1.1.3 Granger因果关系检验。Granger（1969）和Sims（1972）提出的因果关系检验用于确定一个变量能否有助于预测另一个变量。其实质是确定一个变量能否有助于预测另一个变量。基本思想为：如果变量X有助于预测变量Y，即根据Y的过去值对Y进行回归时，如果再加上X的过去值，能显著地增强回归的解释能力，则称X是Y的格兰杰原因，记为X?Y；

1.2 数据的选择和处理

本文对农民收入增长运用农村居民家庭人均纯收入表示，记为PI。城镇化发展情况用城镇化水平表示，记为UR。目前我国学术界在衡量我国人口城镇化水平时所采用的指标有多种，主要有市镇人口占总人口的比重（统计年鉴中使用的衡量指标）、非农业人口比重及非农活动人口指标等。本文借鉴统计年鉴中的指标，选择市镇人口占总人口比重指标来衡量城镇化水平。

我们采用的样本区间为1978—2008年。本文使用1978年为基期的商品零售价格指数对其进行缩减，以消除物价因素的影响。为消除数据中存在的异方差，分别对两个变量取自然对数，其中ΔLnPIt、ΔLnURt分别表示对数变量相应的差分序列。文中所有数据均来自于《中国统计年鉴》及中国统计信息网，我们运用的软件为Eviews 5.0。

2 城镇化发展与农民收入增长的实证分析

2.1 单位根检验

由于农村居民家庭人均纯收入和城镇化水平序列都是时间序列数据，在进行协整和Granger因果检验前，须对序列的平稳性（stationary）进行检验，即对其进行单位根检验。常用的单位根检验方法是ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验，LnPI和LnUR的原序列及其一阶差分的单位根检验结果见表1。

由表1可以看到，LnPI和LnUR原序列的ADF绝对值均小于1%临界值的绝对值，单位根检验显示在1%的显著性水平下为非平稳过程，而它们的一阶差分序列的ADF 的绝对值均大于1%临界值的绝对值，因此，农村居民家庭人均纯收入和城镇化水平的一阶差分序列都是平稳过程，即时间序列PI和UR均是一阶单整过程。

2.2 协整检验

为了进一步分析城镇化发展与农民收入增长之间是否存在长期的均衡关系，下面对城镇化水平变量与农民人均纯收入变量进行协整分析。

一般地，对于两组或两组以上存在单位根的变量序列，如果它们的线性组合是平稳的，则表明这些变量序列之间是协整的。变量之间的协整关系检验，主要有EG两步检验法（Engle和Granger，1987）和JJ检验法（Johansen，1988）。 本文使用EG两步法对城镇化发展与农民收入增长之间是否存在长期均衡关系进行检验。

第二步：检验上述模型的残差项是否为平稳序列，即检验εt是否是I（0）序列。

残差序列et 的ADF检验结果见表2。由表2可知，ADF检验统计量-2.9221均小于各显著性水平的临界值，故表明残差序列et为平稳序列，这表明LnPIt与LnURt之间存在协整关系。

据此判断，城镇化发展与农民收入增长之间存在长期均衡关系。此外，该协整回归方程的实际意义为：城镇化水平每变动1个单位，将会促进农民收入增长2.0531个单位。

2.*** 表示在1%置信水平下显著。

2.3 Granger因果关系检验

从上述协整检验结果可知，城镇化发展与农民收入增长之间存在着长期稳定的均衡关系，因此我们可运用Granger因果关系检验法进一步对二者之间是否存在因果关系进行验证。

Granger因果关系检验法是Granger于1969年基于滞后分布的概念建立的，其实质是确定一个变量能否有助于预测另一个变量。如果变量X有助于预测变量Y，即根据Y的过去值对Y进行回归时，如果再加上X的过去值，能显著地增强回归的解释能力，则称X是Y的格兰杰原因，记为X?Y。

由于Granger因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，为了获得最佳的滞后阶数，我们在此采用AIC和SC信息准则为标准，选取滞后3期为最佳滞后期，城镇化发展与农民收入增长之间的Granger因果关系的检验结果见表3。

由表3可知，滞后期数分别为1至3的农民收入增长变化是引起城镇化水平变化的原因。滞后期为1至2的城镇化水平变化不是引起农民收入增长的原因，而滞后期为的城镇化水平的变动是引起当期农民收入增长变化的原因，同样滞后期为3的农民收入增长变动是引起当期城镇化水平变化的原因，都具有90%及以上的解释能力。

以上实证分析表明，在短期内，城镇化发展并不会对农民收入增长变化产生直接的影响，而农民收入增长会影响城镇化的发展。但在一定的滞后期数上，城镇化的发展与农民收入的增长之间具有双向因果关系。

3 结论

根据上述基于我国1978—2008年统计数据资料的定量实证分析，可得出以下几个结论：

（1）城镇化发展与农民收入增长之间存在长期的均衡关系。协整回归方程表明，城镇化水平每增加1个单位，将会促进农民收入增长2.0531个单位。

（2）滞后3期的城镇化发展与农民收入增长之间互为因果关系，且城镇化发展对农民收入的影响具有时滞。Granger因果关系检验结果表明，本期的城镇化水平将是3年后农民收入增长变动的原因，同样本期的农民收入增长也将是3年以后城镇化水平变动的原因。

以上实证分析结论说明，我国应采用长期的城镇化发展促进农民收入增长的政策，进而保证城镇化发展对促进农民收入增长起到持久的效果。

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