城鎮(zhèn)化對農村居民收入的沖擊效應
——基于省級面板的PVAR估計

王 笑

一、城鎮(zhèn)化水平與農村居民收入關系命題的提出

城鎮(zhèn)化是伴隨著區(qū)域經濟發(fā)展到達一定程度而隨之產生的，主要體現(xiàn)在兩個方面:第一，從產業(yè)結構上來講，表現(xiàn)為從第一產業(yè)向第二、第三產業(yè)過渡;第二，從生產要素的流動方向上來看，表現(xiàn)為生產要素向城鎮(zhèn)聚集的過程。隨著非農產業(yè)的發(fā)展，社會上出現(xiàn)了產業(yè)專門化，也就出現(xiàn)了人的職業(yè)社會分工和空間場所的分工。從經濟學角度考察，城鎮(zhèn)化就是產業(yè)的非農化以及勞動力從業(yè)的非農化和社會分工細化的過程。

根據國外經驗，城鎮(zhèn)化作為社會發(fā)展的重要標志之一已經得到了事實驗證。通過對歐美等高水平城鎮(zhèn)化的國家分析來看，城鎮(zhèn)化水平與經濟發(fā)展水平有著明顯的正相關作用，一般城鎮(zhèn)化都會伴隨著經濟快速的增長。同時，在推動城鎮(zhèn)化進程的過程中，也有促進國民經濟增長的作用。

目前我國城鎮(zhèn)化發(fā)展速度較快，但是國內對城鎮(zhèn)化與居民收入水平相關性研究的開展時間較晚，主要是在改革開放后才有學者逐步展開對該領域的研究，國外進入城鎮(zhèn)化的時間較早，有良好的經驗積累和豐富的數據可供驗證，所以國外學者對城鎮(zhèn)化與居民收入的問題研究比較成熟?；衾?(1975)等采取將截面分析和時間序列分析結合運用的方法，對101個國家1950－1970年的城鎮(zhèn)化水平與居民收入的相關性進行了分析，最終發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平與居民收入存在著明顯的正相關關系。國內學者，結合中國“城鄉(xiāng)二元”結構的特殊背景，更多關注于城鎮(zhèn)化與農民收入增長和對于城鄉(xiāng)差距的影響問題。

但是所有研究基本上都是從人口角度取得數據進行分析，而且沒有對不同區(qū)域數據進行分析，本文認為產業(yè)結構的變化也是城鎮(zhèn)化的主要動力，同時，能夠更直接地反映城鎮(zhèn)化水平。

二、實證方法

1.面板的向量自回歸模型

面板向量自回歸模型 (PVAR)由Holtz、Newey和Rosen于1998年首次提出，并經 Pesaran和 Smith(1995)、Binder和 Hsiao(2003)、Love和Zicchino(2006)等學者的不斷發(fā)展和完善，逐漸得到了更多研究者的研究，成為了一種比較完善并得到廣泛使用的分析方法。

面板向量自回歸模型 (PVAR)通過結合面板數據估計方法與向量自回歸模型，較好地將樣本單元個體差異在模型參數中體現(xiàn)出來，同時一定程度上降低了向量自回歸方法對時間序列長度的限制性。

本文的PVAR模型的數學表達式為:

通過式 (1)可以看出，本文中采用滯后期數為2的向量自回歸模型。如果只采用VAR方法對本文中的模型進行實證研究，實際上隱含了一個較嚴格的強制約束條件，即要求數據在每一個單位橫截面所隱含的結構是相同的，但是在實際問題的研究中很難保證數據符合該約束條件，甚至可以認為是不可能的。所以，本文通過引入固定效應，來對樣本個體間的差異來進行測算，同時，為了避免因固定效應帶來的與滯后項的自相關問題，本文采取廣義矩 (GMM)的回歸方法。脈沖響應函數通過給隨機擾動項的一個標準差沖擊來測算其對內生變量當前和未來取值的影響。本文中脈沖響應分析的置信區(qū)間由蒙特卡洛模擬產生。

2.數據說明

本文研究認為產業(yè)結構變化作為城鎮(zhèn)化的核心推動力能更有效的反映城鎮(zhèn)化水平，不同于其他文章，本文采用第二、三產業(yè)占總就業(yè)人口的比重作為城鎮(zhèn)化水平的衡量指標UR。

本文采用全國省級面板數據，包括北京、江蘇、浙江、福建、山東、河南、四川、西藏、海南和青海10個省市2003－2012年十年的數據，數據主要來源于各省《年鑒》(各年)，其中，農民人均總收入PI以現(xiàn)價形式表示。本文的PVAR模型的采用滯后項為兩期的數據。使用脈沖函數分析，一定要對模型進行穩(wěn)健性檢驗，如果模型不穩(wěn)定將直接對脈沖響應分析結果造成影響。如果被評估的PVAR模型所有單位根的倒數全部小于1，即所有單位根的倒數在坐標系中的位置均可位于單位圓內，則模型是穩(wěn)定的，可以進行脈沖分析。通過穩(wěn)定性檢驗，PVAR模型是穩(wěn)定的，可以對該模型進行脈沖分析。

三、實證檢驗

本文使用stata11.0軟件對PI、UR兩個變量進行面板向量自回歸，同時，分別給予基期一個單位的脈沖設置，通過蒙特卡洛 (Monte－Carlo)隨機模擬方法計算其對相應沖擊的動態(tài)響應程度。將考察沖擊作用的期限設為6年，迭代計算次數設置為200次，得到的脈沖響應圖。圖1匯總全國10個省市來城鎮(zhèn)化水平對農村居民人均總收入的脈沖相應，給脈沖分析的置信區(qū)間為95%。圖1中橫軸表示沖擊發(fā)生的滯后期數 (單位:年)，縱軸表示相應變量對沖擊的響應值。圖中紅色曲線為脈沖響應曲線，綠色曲線和藍色曲線分別為95%和5%分位點的估計值。圖中pay代表變量PI，industry代表UR。

圖1 脈沖響應結果

首先，我們分析農民人均總收入的增長對城鎮(zhèn)化發(fā)展的響應情況和響應路徑。通過對圖1左下角的圖的分析，可以觀察到，農民人均總收入對城鎮(zhèn)化水平的一個單位標準差擾動的響應。整體來看，城鎮(zhèn)化的發(fā)展對農民人均總收入的影響呈現(xiàn)倒U型，但一直保持正向的影響，并且影響值較大，具體到各年來看，一個單位的城鎮(zhèn)化水平的改變，在第一年對農民人均總收入的影響體現(xiàn)還不是非常明顯，但是該效應可以持續(xù)多年發(fā)揮作用，通過圖上分析，正效應一直持續(xù)到第六年，并在第二年達到了最高峰值1000，然后影響逐漸降低回歸到0點左右，但是由于沖擊的累積效應，擾動已經造成了因變量狀態(tài)的改變。同時，從圖中也可看到，農民人均總收入增長對城鎮(zhèn)化發(fā)展的正向響應是持續(xù)的，并且呈現(xiàn)出穩(wěn)定的收斂跡象。這說明從長期效應來看，我國城鎮(zhèn)化水平對農民人均總收入有著密切的關系。本文通過選取與產業(yè)結構相關的指標來衡量城鎮(zhèn)化水平，認為產業(yè)結構的改變是城鎮(zhèn)化水平提高的動力。產業(yè)結構改變首先促進城鎮(zhèn)化水平，進而可以提高農民的人均總收入。

其次，本文進一步考察城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對農民人均總收入增長的響應情況和影響路徑。通過對圖1右上角的圖進行分析，可以看出，城鎮(zhèn)化水平對農民人均總收入信息的一個單位標準差擾動的響應。從總體來看，城鎮(zhèn)化水平對農民人均總收入的形象呈現(xiàn)為S型，具體到各年來看，在前2年中城鎮(zhèn)化水平對農民人均總收入產生正向影響作用，但只是較小的影響到了城鎮(zhèn)化水平，波動幅度并不大，隨后持續(xù)4年城鎮(zhèn)化水平都對農民人均總收入增長的產生負向響應，該影響在第二年到第五年半之間最為明顯，并在第五年響應程度達最大。該影響同農民人均總收入對城鎮(zhèn)化水平的響應相比，呈現(xiàn)出相反的情況。第六年開始，響應程度開始減弱，并趨于平穩(wěn)，但始終城鎮(zhèn)化水平對農民總收入產生的影響都是負向影響，同時，該影響延續(xù)的時間也相當長，這可能與本文所選用的數據以及研究的角度有關系。本文從產業(yè)結構變化的角度選擇衡量城鎮(zhèn)化水平標準的數據，用第二、三產業(yè)的就業(yè)人口占總人口比重作為衡量城鎮(zhèn)化水平的數據，而且第二、第三產業(yè)相對于第一產業(yè)均具有勞動密集型產業(yè)的特點，尤其是第三產業(yè)，勞動成本在總成本中所占的比重很大。從這一點出發(fā)，根據收入的替代效用理論，當人們收入增加時可能會更多地選擇閑暇，所以當農民收入增加時，可能有更多農民開始選擇更好的工作，要求更高的工資，這樣一方面提升了成本，另一方面可能造成就業(yè)人數的下降，不利于產業(yè)發(fā)展，進而不利于城鎮(zhèn)化水平的提高。還可能是由于城鎮(zhèn)化水平的提高，使得產業(yè)結構調整已經趨近飽和狀態(tài)，進一步的轉型增加了市場競爭。所以，我國各級政府在制定推動城鎮(zhèn)化進程的相關政策時，一方面要重視為產業(yè)發(fā)展提供生產要素，另一方面要注重知識、科技和管理在發(fā)展中的重要作用，可以通過相應的政策和財政手段，鼓勵科技研發(fā)和創(chuàng)新，這樣才能使農民收入的增加更加持久，而不是只產生短期的作用。

通過對圖1右下角的進行分析，我們可以知道，農民人均總收入對其自身的一個單位標準差信息，在第一年時呈現(xiàn)較強的正向響應，并且在前四年該響應一直處于正向響應狀態(tài)，但是，再次過程中，該影響無法保持良好的持續(xù)性，急速下降，第四年該影響基本上回到了0點左右，并在隨后的時間繼續(xù)下降，甚至于出現(xiàn)負向響應，但是下降趨勢有所放緩，并逐漸趨于穩(wěn)定。本文認為，這可能是由于響應所造成的狀態(tài)的改變產生的結果，隨著農民收入的提高，使得農民收入的增加而產生的替代效應，農民對于收入增加的需求逐漸被其他需求所取代，最終造成了該結果。通過對圖1左上角的圖的分析，可以看到，城鎮(zhèn)化水平對其自身一個單位標準差信息的正向響應從整體上來看呈現(xiàn)為倒U型，但一直保持正向的影響，并且影響值較大，具體到各年來看，一個單位的城鎮(zhèn)化水平的改變，在第一年對其自身的影響體現(xiàn)已經非常明顯，但是該效應還可以持續(xù)多年，正效應一直持續(xù)到第六年，并在第2.5年達到了最高峰值1.5，然后影響逐漸降低回歸到0.6左右，但是由于沖擊的累積效應，擾動已經造成了城鎮(zhèn)化水平的改變。本文認為，這反映出城鎮(zhèn)化水平與其滯后項具有較強的關聯(lián)性。從產業(yè)結構的角度來看，產業(yè)結構發(fā)展對于城鎮(zhèn)化水平的影響是可持續(xù)的、長期的，其影響路徑為，產業(yè)結構轉變促進了城鎮(zhèn)化水平的提高，城鎮(zhèn)化水平的提高為產業(yè)結構轉變提供了更為有利的條件，可能來自于農民收入的提高，也可能來自于產業(yè)集群的影響。我國各級政府在推進城鎮(zhèn)化的進程中，一定不能忽視產業(yè)結構發(fā)展，重點應該放在第二產業(yè)，和具有較大發(fā)展空間的第三產業(yè)。

四、穩(wěn)定性檢驗

穩(wěn)定性檢驗是檢驗實證結果是否隨著參數設定的改變而發(fā)生變化的方法，為了驗證模型的穩(wěn)定性，本文也進行了穩(wěn)定性檢驗，主要采取的方式為改變樣本，然后重新進行分析，檢驗結果是否穩(wěn)定。

考慮到部分省市情況比較特殊，比如北京市的第二、三產業(yè)就業(yè)人口比重明顯高于其他幾個省份，所以在進一步分析中，剔除了北京市數據進行了再次分析，發(fā)現(xiàn)結果并未改變。除此之外，對其中3個省的數據進行了替換，進行了再次分析，最后得到的結果也并沒有改變，結果依然是穩(wěn)健的。

五、結論

本文從產業(yè)角度研究了城鎮(zhèn)化對農村居民收入的沖擊效應。通過對我國10個省市2003～2012年面板數據進行平穩(wěn)性處理，使得數據符合脈沖相應分析條件。在此基礎上本文構建了一個面板數據的向量自回歸模型 (PVAR)，并通過脈沖相應分析，研究各變量間的響應關系，對我國自2003年以來城鎮(zhèn)化發(fā)展與農民人均總收入增長之間的交互響應情況和響應路徑進行了分析驗證。本文認為:第一，我國城鎮(zhèn)化水平對農民人均總收入有著密切的正向影響關系，且具有長期穩(wěn)定性;第二，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對農民人均總收入增長的響應存在一定的負相關關系，這可能是由于農民收入的替代相應造成的，隨著收入增加和勞動力轉型造成的勞動力市場的飽和，使得農民一方面對閑暇時間更感興趣，另一方面由于競爭對薪金越發(fā)不滿意;第三，隨著農民收入的提高，使得農民收入的增加而產生的替代效應，農民對于收入增加的需求逐漸被其他需求所取代;第四，城鎮(zhèn)化水平的提高可能有利于產業(yè)結構的轉變，產業(yè)結構的轉變同時也有利于城鎮(zhèn)化水平的提高，這樣可以形成一個良性的循環(huán)模式。

本問的局限性主要存在于以下幾點:第一，本文在數據的選擇上沒有充分考慮地區(qū)間的差異，在數據和樣本的選取中可能只能代表部分地區(qū)的情況，樣本容量略顯不足，可能存在偏誤;第二，本文在模型建立中，控制變量的選取不足;第三，本文只通過指標選取分析產業(yè)結構調整對城鎮(zhèn)化的影響，略顯粗糙，不盡完善。

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