沿海城市城鎮(zhèn)化水平與農民收入關系研究——以大連市為例

于淼，雷磊，劉劍剛

（遼寧師范大學城市與環(huán)境學院 大連 116029）

城鎮(zhèn)化進程是伴隨著工業(yè)化進程的推進和社會經濟的發(fā)展，是人類社會活動中農業(yè)活動的比重下降，非農業(yè)活動的比重上升的過程。十八大提出的發(fā)展新型城鎮(zhèn)化，就是要走推進農村城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)一體化以及大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調發(fā)展的城鎮(zhèn)化建設道路。

國內許多學者對城鎮(zhèn)化發(fā)展與農民收入的關系進行了研究，學者們運用相關數(shù)量方法對國家及?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）、市不同尺度區(qū)域城市化進程與農民收入增長關系進行分析，表明城鎮(zhèn)化對農民收入增長有促進作用，并存在長期均衡關系［1－6］，也有學者研究認為：短期角度城鎮(zhèn)化水平對農民收入差異的影響處于主要地位，而長期角度城鎮(zhèn)化水平對農民收入影響不大，地區(qū)差異因素起主要作用［7］。城鎮(zhèn)化，工業(yè)化、財政支農等是影響農民收入增長的重要因素［8］，從長期看，城鎮(zhèn)化的作用大于財政支農對農民收入的影響［9］。

學者們運用Theil系數(shù)、基尼系數(shù)、GINI系數(shù)因子分解等方法對不同地區(qū)農民收入結構變動特征的研究表明：工資性收入是影響收入結構變動的主要因素［10－12］，地區(qū)差異是構成農民收入差距的主導部分［13－18］。

1 數(shù)據(jù)來源和研究方法

1．1 指標選取和數(shù)據(jù)來源

研究中主要選取城鎮(zhèn)化水平（UR）和農民人均純收入（IC）及農村居民收入的結構性指標：工資性收入（W）、家庭經營收入（F）、財產性收入（P）和轉移性收入（T）。

工資性收入是指農村住戶成員受雇于單位和個人，靠出賣勞動而獲得的收入。

家庭經營性收入是指農村住戶以家庭為生產經營單位進行生產籌劃、經營和管理而獲得的收入。

財產性收入是指農村住戶以金融資產或有形非生產性資產向其他機構單位提供資金或將有形非生產性資產供其支配，作為回報而從中獲得的收入。

轉移性收入是指農村住戶及成員無須付出任何對應物而獲得的貨物、服務、資金或資產所有權等。

本研究中所有的數(shù)據(jù)全部來源于1998—2012年的《大連市統(tǒng)計年鑒》與《遼寧省統(tǒng)計年鑒》。

1．2 研究方法

1．2．1 格蘭杰因果分析

格蘭杰因果分析步驟如下：

（1）為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，對所有變量取對數(shù)；

（2）利用EViews6．0軟件對變量時間序列的平穩(wěn)性檢驗，避免出現(xiàn)“偽回歸”的現(xiàn)象；

（3）協(xié)整檢驗，采用約翰森協(xié)整檢驗判斷是否存在協(xié)整關系；

（4）格蘭杰因果關系檢驗，用來確定變量之間是否存在因果關系以及互相之間影響的方式。

1．2．2 偏離－份額分析與動態(tài)偏離－份額分析

偏離—份額分析方法（SSM）是將被研究區(qū)域的增長與標準區(qū)域（通常是上一級區(qū)域或國家）的增長的差分解為3個分量，即份額分量、結構偏離分量與競爭能力偏離分量，以此評價一個區(qū)域的結構優(yōu)劣和自身競爭力強弱，找出具有相對競爭優(yōu)勢的部門，具有較強的綜合性和動態(tài)性。

動態(tài)偏離—份額分析法是基于靜態(tài)偏離份額分析將研究周期分成若干個時間段，以減少對產業(yè)結構或收入結構中激烈變化信息的忽略。這里筆者根據(jù)國際上偏離－份額分析法慣例選取5年為一個階段［19－20］。

（1）份額分量，即

式中：N為假定研究地區(qū)農民人均純收入按整個研究區(qū)域即背景區(qū)域增長率增長所應實現(xiàn)的增長份額；Y0i為研究地區(qū)農民i收入的基期值；R為背景區(qū)域總收入的增長率。

（2）結構偏離分量，即式中：P為研究地區(qū)按遼寧省農民i收入增長率計算的增長額與按背景區(qū)域總收入增長率所實現(xiàn)的增長額之差；Ri為背景區(qū)域農民i收入的增長率。

（3）競爭力偏離分量，即

式中：D為研究地區(qū)農民i收入按實際增長率所實現(xiàn)的增長額與按背景區(qū)域同項收入所實現(xiàn)的增長額之差；ri為研究地區(qū)農民i收入的實際增長率。

三者之間的關系是：

本研究以大連市為研究地區(qū)，遼寧省為背景區(qū)域。

2 城鎮(zhèn)化水平與農民收入影響的格蘭杰關系分析

首先利用EViews軟件對城鎮(zhèn)化水平（UR）、農民人均純收入（IC）、工資性收入（W）、家庭經營收入（F）、財產性收入（P）和轉移性收入（T）等變量進行平穩(wěn)性與單整階數(shù)，結果表明UR、IC、W和P的二階差分檢驗量LNUR、LNIC、LNW與LNP均小于10%的臨界值，說明其在10%的顯著水平上通過ADF 平穩(wěn)性檢驗，且為同階單整，滿足協(xié)整檢驗的前提，而F和T的二階差分檢驗量LNF與LNT存在一階自相關性，不滿足協(xié)整檢驗的前提。

進一步對LNUR、LNIC、LNW與LNP進行協(xié)整檢驗，顯示UR與IC、W的協(xié)整關系存在，UR與P之間不存在協(xié)整關系。對UR與IC、UR與W格蘭杰因果關系檢驗的結果見表1。

表1 LNUR 與LNIC、LNUR 與LNW 之間的格蘭杰因果檢驗

從表1的分析中可得出，在滯后1、2 期中，LNUR不是LNIC的格蘭杰原因的P值均小于0．05，拒絕原假設，說明城鎮(zhèn)化發(fā)展是農民人均純收入增加的格蘭杰原因；LNIC不是LNUR的格蘭杰原因的P值均大于0．05，不能拒絕原假設，說明農民人均純收入增加不是城鎮(zhèn)化發(fā)展的格蘭杰原因。

同理可說明城鎮(zhèn)化發(fā)展不是工資性收入增加的格蘭杰原因，工資性收入增加也不是城鎮(zhèn)化發(fā)展的格蘭杰原因。由此可以得出結論：從長期影響來看，城鎮(zhèn)化進程對農民增收具有長期影響。

3 農民收入結構偏離—份額演變動態(tài)分析

3．1 大連農民收入結構總體動態(tài)變化特征

3．1．1 1997－2006年間農民收入增長速度高，結構優(yōu)勢和區(qū)位競爭力優(yōu)勢突出

農民收入結構動態(tài)演變過程分為3個階段：第一階段（1997－2011 年）、第二階段（2002－2006年）和第三階段（2007－2011年），不同階段的偏離—份額值見表2。

表2 1997－2011年大連市農民收入結構的偏離—份額分析

在表2所列指標中，N 反映假定大連農民各類收入均按遼寧省農民人均收入增長率增長，若高于實際的增長水平，則N為正，反之，則為負；P反映大連各類收入按遼寧省對應的各類收入增長率增長（或下降），若大連以快速增長型為主，則P＞0，反之，P＜0；D反映與遼寧省相比，大連在提高各類收入具有的區(qū)位（競爭）優(yōu)勢或劣勢。

表2 表明，大連農民收入結構在第一、二階段的實際增長額（G）均高于地區(qū)份額（N），總偏離量（PD）為正，分別為475．29 元／人和828．29元／人，增長率分別高出全省15．43%與20．02%，說明大連農民收入增長速度高于全省并逐漸加快。結構偏離分量P＞0和競爭力偏離分量D＞0，表明農民收入的增長主要得益于收入結構優(yōu)勢和區(qū)位競爭力優(yōu)勢帶來的增長，并且區(qū)位競爭力優(yōu)勢大于收入結構優(yōu)勢。

3．1．2 2007－2011年間農民收入增長速度變緩，區(qū)位競爭力優(yōu)勢減弱

由表2可見，在第三階段大連農民收入的實際增長額低于地區(qū)份額，總偏離值為－333．42元／人，說明大連農民收入增長速度減慢且低于全省3．98%。此階段P＞0，D＜0，說明區(qū)位競爭力明顯減弱，處于劣勢。

3．2 大連農民收入結構內部動態(tài)變化特征

3．2．1 工資性收入的增長主要得益于結構優(yōu)勢帶來的增長，且呈波動變化

由表2 可見，工資性收入在第一階段實際增長額均高于地區(qū)份額，偏離值為正，總偏離量為287．94元／人，增長率高于遼寧省20．67%，第二階段工資性收入的總偏離量由正值變?yōu)樨撝?，增長優(yōu)勢下降，到了第三階段偏離量又變?yōu)檎?，總偏離量118．01元／人，增長優(yōu)勢又有提升；3個階段競爭力偏離分量D均小于0，結構偏離分量P有變化，但總體上大連市工資性收入的增長主要得益于結構優(yōu)勢帶來的增長，競爭力優(yōu)勢在下降。

3．2．2 家庭經營收入的增長中區(qū)位競爭力優(yōu)勢較突出，但呈下降趨勢

家庭經營收入在第一階段實際增長額高于地區(qū)份額，總偏離量40．27元／人，增長率高于遼寧省2．62%，第二階段家庭經營收入增長率持續(xù)增長，高出全省59．62%，但進入第三階段家庭經營收入的總偏離量變?yōu)樨撝担?個階段結構偏離分量P均小于0，競爭力偏離分量僅在第三階段D＜0，表明家庭經營收入的增長總體上得益于區(qū)位競爭力優(yōu)勢帶來的增長，較大的區(qū)位競爭力優(yōu)勢彌補了結構劣勢，但增長優(yōu)勢下降。

3．2．3 財產性收入的增長得益于結構優(yōu)勢帶來的增長，但呈下降趨勢

財產性收入在第一、二階段的實際增長額均高于地區(qū)份額，偏離值為正，但與第一階段相比，第二階段的收入結構優(yōu)勢明顯增強，而區(qū)位競爭力明顯減弱為負值；在第三階段中，財產性收入的結構優(yōu)勢也降低為負值，P＜0，D＜0，增長優(yōu)勢下降，增長率低于全省52．09%。

3．2．4 轉移性收入的增長得益于結構優(yōu)勢與區(qū)位競爭力優(yōu)勢共同作用，結構優(yōu)勢起主導作用

轉移性收入在3個階段的總偏離值均為正，增長率均高于同期遼寧省農民人均收入增長率且增長速度逐漸加快，在第一階段收入結構優(yōu)勢與區(qū)位競爭力優(yōu)勢共同作用。到第二階段收入結構優(yōu)勢增強，區(qū)位競爭力減弱，結構優(yōu)勢彌補了區(qū)位競爭力劣勢，在全省中仍處于相對上升的狀態(tài)，但增長率有所下降。到第三階段雖然P＞0，但相對于第二階段結構優(yōu)勢減弱，D變?yōu)檎担瑓^(qū)位競爭力優(yōu)勢有明顯提高，但結構優(yōu)勢仍起主導作用。

4 結論

（1）城鎮(zhèn)化水平對農民人均純收入具有長期影響。格蘭杰因果檢驗的結果表明，只有城鎮(zhèn)化水平是農民人均純收入增加的格蘭杰原因，城鎮(zhèn)化水平對農民人均純收入具有長期影響。但梁春梅［21］、宋元梁［22］的研究表明兩者之間具有雙向因果關系，這在一定程度上說明城鎮(zhèn)化水平與農民人均純收入的影響關系是有地域性的。

（2）農民收入結構貢獻各異。總體偏離—份額分析結果表明：15年來大連市農民收入增長總體上是高于遼寧省的，但近些年增長勢頭減弱，結構優(yōu)勢和區(qū)位競爭力優(yōu)勢對收入增長的貢獻也有所下降。

（3）工資性收入的增長是波動的，近些年處于上升階段，收入增長主要得益于結構優(yōu)勢的貢獻；家庭經營收入增長總體上也是高于遼寧省的，區(qū)位競爭力優(yōu)勢較突出，但近些年此優(yōu)勢也在減弱；財產性收入與轉移性收入的增長雖高于遼寧省，但增長率在下降，結構優(yōu)勢的貢獻作用要強于區(qū)位競爭力。

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