陳海燕 陳佳陽(yáng)

摘 要： 以重慶市1997-2012年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)和2006-2011年34個(gè)區(qū)縣的面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法分析重慶市城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入的動(dòng)態(tài)關(guān)系，分別建立了變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型和面板自回歸分布滯后模型。研究結(jié)果表明，重慶市城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民增收之間存在長(zhǎng)期的正向影響關(guān)系，但是不同區(qū)縣的農(nóng)民收入具有不同的固定效應(yīng)，不同的城鎮(zhèn)化推進(jìn)階段農(nóng)民增收幅度也不一樣，且持續(xù)的城鎮(zhèn)化推進(jìn)政策才能保證農(nóng)民增收的持續(xù)性。

關(guān)鍵詞： 城鎮(zhèn)化；農(nóng)民收入增長(zhǎng)；變結(jié)構(gòu)；面板協(xié)整檢驗(yàn)；自回歸分布滯后模型

中圖分類號(hào)：F224.0 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-1502（2013）05-0057-07

一、引言

改革開(kāi)放三十多年來(lái)，重慶市農(nóng)民人均純收入由1978年的126元增加到2011年的6480元，增長(zhǎng)51倍多。2011年全國(guó)農(nóng)民年人均純收入為6977元，北京、上海、天津農(nóng)民人均純收入分別為14735元、16053元和12321元，與全國(guó)以及其他直轄市農(nóng)民收入水平相比，重慶市農(nóng)民收入仍然偏低。重慶市是一個(gè)大城市與大農(nóng)村的結(jié)合體，農(nóng)村地域廣闊，人口眾多，為了加快發(fā)展、縮小貧富差距、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與民生改善的良性循環(huán)，農(nóng)民增收問(wèn)題尤為關(guān)鍵。農(nóng)民收入增長(zhǎng)的滯后，不僅直接制約著農(nóng)民生活的改善和農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，更制約著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整乃至經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。[1]如何增加農(nóng)民收入，許多研究給出了不同的觀點(diǎn)，比如農(nóng)民利益保護(hù)論、結(jié)構(gòu)調(diào)整論、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展論、基礎(chǔ)設(shè)施投資論和城鎮(zhèn)化推進(jìn)論等。對(duì)作為直轄市的重慶，典型的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、兩翼地區(qū)特殊的地理環(huán)境以及非均衡發(fā)展等因素導(dǎo)致了農(nóng)村發(fā)展滯后，農(nóng)民收入水平低下、增長(zhǎng)緩慢，推進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展是解決上述問(wèn)題的有效途徑。2012年9月，重慶市委、市政府出臺(tái)了《關(guān)于推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化的若干意見(jiàn)》，目的就是切實(shí)提高農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)差距。國(guó)內(nèi)外諸多研究成果表明，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)將在很大程度上拓寬農(nóng)民增收途徑，提高其收入水平。

城鎮(zhèn)化是衡量一個(gè)國(guó)家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平的重要標(biāo)志。它為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供了更為廣闊的空間，加快城鎮(zhèn)化建設(shè)對(duì)于促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展具有舉足輕重的意義。[2]劉易斯等發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)家從理論上論證了城鎮(zhèn)化能顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距。[3]王國(guó)剛（2010）指出城鎮(zhèn)化是中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的重心，并探討了城鎮(zhèn)化建設(shè)所面臨的問(wèn)題和發(fā)展機(jī)制。[4]宋元梁和肖衛(wèi)東（2005）、王淑梅和危兆麟（2007）都建立了向量自回歸模型，刻畫(huà)了城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)性。[5][6]謝松（2010）、梁春梅和肖衛(wèi)東（2010）都運(yùn)用了協(xié)整檢驗(yàn)、ECM模型和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)農(nóng)民收入與城鎮(zhèn)化水平進(jìn)行了分析。[7][8]吳先華（2011）運(yùn)用時(shí)間序列和面板數(shù)據(jù)的多元回歸對(duì)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行了檢驗(yàn)。[9]魯建彪（2006）從簡(jiǎn)單分析中指出西部地區(qū)城鎮(zhèn)化和農(nóng)民收入之間存在積極的正面效應(yīng)，但是政策措施的不科學(xué)將會(huì)導(dǎo)致負(fù)面效應(yīng)。[10]已有研究表明，科學(xué)合理的城鎮(zhèn)化發(fā)展能提高農(nóng)民收入水平。重慶市是我國(guó)中西部地區(qū)唯一的直轄市和全國(guó)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)，充分認(rèn)識(shí)其城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民增收、縮小城鄉(xiāng)差距之間的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，是有效實(shí)施西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的需要，更是為全國(guó)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)改革提供示范的需要。

2012年《重慶市政府工作報(bào)告》也指出，將繼續(xù)推動(dòng)城市拓展，建設(shè)現(xiàn)代化小城鎮(zhèn)，努力實(shí)現(xiàn)縮小城鄉(xiāng)差距共同富裕。但城鎮(zhèn)化和農(nóng)民增收之間不是簡(jiǎn)單的正或負(fù)的相關(guān)關(guān)系，不同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)期和不同的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民收入的影響程度是不同的。本文將利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法研究重慶市城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入的關(guān)系，通過(guò)時(shí)間序列數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)來(lái)探討城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民增收之間的深層次影響。

二、數(shù)據(jù)說(shuō)明與處理

本文主要研究重慶被設(shè)為直轄市以來(lái)的城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入情況，時(shí)間序列樣本數(shù)據(jù)區(qū)間為：1997-2012年，面板數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為2006-2011年，①來(lái)源于《重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒（1998-2012）》和2013年1月重慶市統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的最新經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)?？紤]到數(shù)據(jù)獲得的便利性，主要采用常住市鎮(zhèn)人口占常住總?cè)丝诘谋戎刂笜?biāo)來(lái)衡量城鎮(zhèn)化水平，記為UR。農(nóng)村居民收入數(shù)據(jù)為農(nóng)民平均每人純收入，單位為元?？紤]到每年物價(jià)水平變動(dòng)幅度不一致，采用以1997年為基期（1997=100）消除物價(jià)因素影響的農(nóng)民人均純收入，記為PI。分地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平面板數(shù)據(jù)和農(nóng)民純收入面板數(shù)據(jù)分別記為p-UR和p-PI。

在1998-2005年間，重慶市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)一直低于1997年的價(jià)格指數(shù)，所以農(nóng)民實(shí)際收入會(huì)大于名義收入。從圖1中可以看出，“十一五”期間，重慶市農(nóng)民收入得到了大幅度的提升。

圖2給出了1997-2012年間重慶市常住居民中市鎮(zhèn)人口所占的比例，可以看出，這16年來(lái)，重慶市城鎮(zhèn)化率一直呈現(xiàn)較穩(wěn)定的上升趨勢(shì)。

2006-2011年重慶市所轄40個(gè)區(qū)縣②可劃分為三大部分：一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈、渝東南翼和渝東北翼。在一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈中，2006-2009年間渝中區(qū)、大渡口區(qū)、江北區(qū)、沙坪壩區(qū)、九龍坡區(qū)和南岸區(qū)的城鎮(zhèn)化率均為100%，③故不納入研究范圍。因此面板數(shù)據(jù)的截面?zhèn)€體為N=34個(gè)，其中一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈有17個(gè)，渝東北翼11個(gè)，渝東南翼6個(gè)，④面板數(shù)據(jù)的時(shí)間長(zhǎng)度為2006-2011年，總樣本個(gè)數(shù)為34×6=204個(gè)。

圖3和圖4分別給出了34個(gè)區(qū)縣農(nóng)民實(shí)際收入和城鎮(zhèn)化率的面板數(shù)據(jù)，橫軸為樣本個(gè)數(shù)204，構(gòu)成面板數(shù)據(jù)的區(qū)縣順序?yàn)椋罕表諈^(qū)、渝北區(qū)、巴南區(qū)、萬(wàn)盛區(qū)、雙橋區(qū)、涪陵區(qū)、長(zhǎng)壽區(qū)、江津區(qū)、合川區(qū)、永川區(qū)、南川區(qū)、綦江縣、潼南縣、銅梁縣、大足縣、榮昌縣、璧山縣、萬(wàn)州區(qū)、梁平縣、城口縣、豐都縣、墊江縣、忠縣、開(kāi)縣、云陽(yáng)縣、奉節(jié)縣、巫山縣、巫溪縣、黔江區(qū)、武隆縣、石柱縣、秀山縣、酉陽(yáng)縣、彭水縣。⑤

從圖形中可以看出，一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈里（共有17個(gè)區(qū)縣，每個(gè)區(qū)縣有6年數(shù)據(jù)，故圖4橫軸上的前102個(gè)數(shù)據(jù)代表一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈）的城鎮(zhèn)化程度和農(nóng)民收入水平明顯高于其他區(qū)縣。2011年重慶市城鎮(zhèn)化率為55%，在研究的34個(gè)區(qū)縣里有11個(gè)區(qū)的城鎮(zhèn)化率超過(guò)了重慶市總體水平。在2007-2011年間，渝東北翼地區(qū)城鎮(zhèn)化率的平均增長(zhǎng)速度為5.66%，渝東南翼地區(qū)城鎮(zhèn)化率的平均增長(zhǎng)速度為8.31%，五年平均增長(zhǎng)速度最快的前1/4區(qū)縣分別是石柱縣、潼南縣、秀山縣、巫溪縣、城口縣、綦江縣、大足縣、酉陽(yáng)縣。

重慶市34個(gè)區(qū)縣農(nóng)民收入平均增長(zhǎng)速度最快的年份是2011年，達(dá)到了27.87%，其次是2006年，達(dá)到了16.17%。從2007-2011年，五年平均農(nóng)民收入增長(zhǎng)速度最快的前1/4區(qū)縣分別是合川區(qū)、永川區(qū)、銅梁縣、榮昌縣、璧山縣、忠縣、石柱縣和秀山縣。

重慶市各區(qū)縣平均城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)速度最快的年份是2010年，達(dá)到了8.31%，這一年作為中國(guó)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)的重慶市全面啟動(dòng)了戶籍制度改革。圖5給出了2010年重慶市34個(gè)區(qū)縣城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)速度的折線圖，渝東北翼地區(qū)城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)速度為7.45%，渝東南翼地區(qū)城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)速度為14.85%。

三、實(shí)證分析

由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)都有產(chǎn)生偽回歸的可能，因此為了能反映數(shù)據(jù)之間的真實(shí)關(guān)系，需要先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以提高數(shù)據(jù)分析的可信性。

（一）單位根檢驗(yàn)

時(shí)間序列數(shù)據(jù)常用的單位根檢驗(yàn)方法有ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)等。[11]面板數(shù)據(jù)常用的單位根檢驗(yàn)方法有LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)、Fisher-PP檢驗(yàn)等。[12]假設(shè)34個(gè)截面?zhèn)€體之間是相互獨(dú)立且同質(zhì)的，本文采用傳統(tǒng)的LLC檢驗(yàn)和PP-ADF檢驗(yàn)。為了消除數(shù)據(jù)的異方差性，獲得同量綱的數(shù)據(jù)形式，將采用原始數(shù)據(jù)的對(duì)數(shù)形式進(jìn)行分析。

首先構(gòu)建輔助的檢驗(yàn)方程，并根據(jù)參數(shù)t檢驗(yàn)的結(jié)果判斷單位根檢驗(yàn)方程的具體形式。比如，對(duì)于序列l(wèi)nUR，根據(jù)輔助方程式里趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)參數(shù)的顯著性，決定其單位根檢驗(yàn)方程式的具體形式。（C，T）表示檢驗(yàn)方程既有常數(shù)項(xiàng)又含有趨勢(shì)項(xiàng)；（C，N）表示檢驗(yàn)方程只有常數(shù)項(xiàng)，無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)；（N，N）表示檢驗(yàn)方程不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。滯后階數(shù)將根據(jù)AIC準(zhǔn)則自動(dòng)選擇。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

時(shí)間序列數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明在10%顯著性水平下⑥序列l(wèi)nPI為一階單整的，而序列l(wèi)nUR是二階單整的。在“十一五”期間，重慶市城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)民收入都有大幅度提升，所以將考慮序列的分段平穩(wěn)性。根據(jù)Chow突變檢驗(yàn)以及重慶市發(fā)展情況，以2005年為突變點(diǎn)，分別考慮1997-2005年和2006-2012年的數(shù)據(jù)特征，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。由此可見(jiàn)，序列l(wèi)nPI和lnUR在不同的時(shí)間段里都是一階單整序列。

表2給出了重慶市34個(gè)區(qū)縣面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果。在顯著性水平為5%的情形下，序列l(wèi)n p-UR和ln p-PI都是平穩(wěn)過(guò)程。

（二）非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)建模

對(duì)于非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，可以運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)確定兩者之間是否具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，然后建立適應(yīng)的誤差修正模型進(jìn)行分析。協(xié)整檢驗(yàn)的方式有兩種，一種是基于殘差的E-G兩步法，根據(jù)二者線性回歸殘差的平穩(wěn)性進(jìn)行判斷；另一種是基于跡和特征值的Johansen檢驗(yàn)方法。[11]

由于時(shí)間序列l(wèi)nPI和lnUR都屬于分段單整過(guò)程，將考慮建立變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型。采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

1997-2005年間的協(xié)整向量為（1，-1.24），2006-2012年間的協(xié)整向量為（1，-4.16）。lnPI和lnUR的長(zhǎng)期均衡關(guān)系為：

■ （1）

長(zhǎng)期均衡偏差項(xiàng)為：

■ （2）

從長(zhǎng)期來(lái)看，重慶市城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入之間具有正向的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，說(shuō)明城鎮(zhèn)化推進(jìn)論有助于解決農(nóng)民增收問(wèn)題。由于在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，政策、制度、社會(huì)等因素的影響作用不同，所以不同的城鎮(zhèn)化水平對(duì)于農(nóng)民收入的長(zhǎng)期影響效應(yīng)不同。2006年至今重慶市城鎮(zhèn)化水平的提高對(duì)于促進(jìn)農(nóng)民增收的效應(yīng)是2006年之前的3倍多，這得益于在“十一五”期間，重慶市政府致力于實(shí)現(xiàn)公共服務(wù)均等化、完善轉(zhuǎn)移支付、增加貧困地區(qū)教育和醫(yī)療投入、全面推進(jìn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌和戶籍改革等。

根據(jù)Granger表述定理，具有協(xié)整關(guān)系的變量可以建立如下的誤差修正模型：

■

（3）

注：（.）表示對(duì)應(yīng)系數(shù)t檢驗(yàn)的概率P值。

誤差修正模型中滯后一階誤差項(xiàng)ECMt-1的系數(shù)表示變量之間的均衡關(guān)系偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。變量差分項(xiàng)的系數(shù)反映各變量的短期波動(dòng)對(duì)作為被解釋變量的短期影響。短期內(nèi)，城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民收入具有負(fù)面影響，但會(huì)被長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)誤差修正項(xiàng)ECM調(diào)整，其速度為105%，具有較強(qiáng)的調(diào)節(jié)作用。同時(shí)，短期內(nèi)農(nóng)民收入對(duì)于城鎮(zhèn)化水平也具有負(fù)面作用，被長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)誤差修正項(xiàng)ECMt進(jìn)行調(diào)整的速度為4%。

從短期來(lái)看，農(nóng)民收入與城鎮(zhèn)化水平都會(huì)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但都會(huì)對(duì)非均衡偏差進(jìn)行修正，且農(nóng)民收入被調(diào)整的速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)化水平，由此可見(jiàn)，在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期政府對(duì)農(nóng)民增收問(wèn)題的重視與支持。

（三）平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)建模

表4給出了lnp-UR和lnp-PI的Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，在10%的顯著性水平下，城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民收入之間存在滯后2期的Granger因果關(guān)系。這說(shuō)明重慶市在以城鎮(zhèn)化發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民增收的政策上，應(yīng)采取持續(xù)的長(zhǎng)期政策，而非短期政策，以保證其效果的持久性。

下面建立城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)民收入之間的自回歸分布滯后面板模型。

考慮到面板數(shù)據(jù)具有雙重效應(yīng)，建模步驟為：（1）以0-2數(shù)字組合的滯后階數(shù)構(gòu)建模型，如（2，2），（2，1），（2，0），（0，2）（1，1），（1，2），（1，0），（0，1），（0，0）等；（2）采用加權(quán)最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，再根據(jù)參數(shù)顯著性t檢驗(yàn)、模型擬合效果、AIC值等指標(biāo)確定最優(yōu)模型形式；（3）采用F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)確定模型是固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型。[12]46-52由于不同滯后期組合下參數(shù)顯著性檢驗(yàn)存在未通過(guò)者，所以模型選擇的滯后期組合都為（1，1）。因此，模型形式可以設(shè)定為：

■

（4）

其中，參數(shù)μ為時(shí)空均值項(xiàng)，代表不同時(shí)間和截面?zhèn)€體上的共同均值；參數(shù)αi為個(gè)體固定效應(yīng)；參數(shù)β1i代表城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民收入的影響彈性；參數(shù)β2i代表上一期農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)民收入的影響彈性；參數(shù)β3i代表上一期城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民收入的影響彈性；μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

冗余固定效應(yīng)檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量值為1.72，概率P值為0.01，在原假設(shè)為混合效應(yīng)模型，備擇假設(shè)為固定效應(yīng)模型時(shí)，應(yīng)拒絕原假設(shè)，模型設(shè)定為固定效應(yīng)模型。Hausman檢驗(yàn)原假設(shè)為隨機(jī)效應(yīng)模型，備擇假設(shè)為固定效應(yīng)模型，統(tǒng)計(jì)量值為55.67，概率P值為0.00，也應(yīng)拒絕原假設(shè)。所以，模型（4）建立為個(gè)體固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型。

表5給出了面板數(shù)據(jù)回歸的參數(shù)估計(jì)值。調(diào)整的擬合優(yōu)度為R2=0.96，模型整體顯著性F檢驗(yàn)的概率P值為0.00，表明模型的整體擬合度較高。在5%的顯著性水平下，模型中所有變量都通過(guò)了參數(shù)顯著性的t檢驗(yàn)，說(shuō)明都是顯著不為0的。

從模型估計(jì)結(jié)果可以看出，城鎮(zhèn)化水平對(duì)農(nóng)民收入具有正向影響，彈性系數(shù)為0.17，上一期農(nóng)民收入對(duì)于農(nóng)民收入具有正向影響，彈性系數(shù)為1.06，上一期城鎮(zhèn)化水平對(duì)于農(nóng)民收入也具有正向作用，彈性系數(shù)為0.19。說(shuō)明當(dāng)期農(nóng)民收入受上一期收入的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)化水平。

各區(qū)縣的個(gè)體固定效應(yīng)值不一樣，一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈里有17個(gè)區(qū)縣以及萬(wàn)州區(qū)的固定效應(yīng)值為負(fù)，說(shuō)明這些區(qū)縣農(nóng)民的自發(fā)性固定收入是負(fù)的，因其收入主要來(lái)源于進(jìn)城務(wù)工的工資性收入。而渝東北翼（除萬(wàn)州區(qū)以外）地區(qū)和渝東南翼地區(qū)農(nóng)民收入的自發(fā)性固定收入為正，其固定收入主要來(lái)自家庭經(jīng)營(yíng)收入，這與三大區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度有關(guān)。因?yàn)橐恍r(shí)經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)區(qū)縣經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，其提供的進(jìn)城務(wù)工就業(yè)崗位遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于兩翼地區(qū)，所以農(nóng)民收入已不僅僅依賴于家庭經(jīng)營(yíng)收入。

四、結(jié)論

根據(jù)以上分析，可以得到如下結(jié)論：

第一，總體來(lái)看，直轄以來(lái)重慶市農(nóng)民實(shí)際收入大幅提升，2006年至今以年平均13.1%的速度持續(xù)增長(zhǎng)。渝東北翼地區(qū)的農(nóng)民收入稍高于渝東南翼地區(qū)，最近五年來(lái)兩地的年平均增長(zhǎng)速度達(dá)到19%。

第二，時(shí)間效應(yīng)上，重慶市34個(gè)區(qū)縣農(nóng)民收入平均增長(zhǎng)速度最快的是2011年，達(dá)到了27.87%，平均城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)速度最快的年份為2010年。同時(shí)，城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民收入之間互為滯后2期的Granger因果原因，且當(dāng)期和上一期城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民收入都具有正向影響。說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平的提升能有效地促進(jìn)農(nóng)民收入的增加，但其效果不會(huì)在當(dāng)期表現(xiàn)出來(lái)，有一定的時(shí)間滯后性，在以城鎮(zhèn)化發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民增收的政策上，應(yīng)采取持續(xù)的長(zhǎng)期政策，而非短期政策，以保證其效果的持久性。

第三，長(zhǎng)期效應(yīng)上，協(xié)整檢驗(yàn)表明農(nóng)民收入與城鎮(zhèn)化水平之間具有正向的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，在短期偏離均衡關(guān)系的過(guò)程中，農(nóng)民收入被調(diào)整的速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)城鎮(zhèn)化發(fā)展，這說(shuō)明推進(jìn)城鎮(zhèn)化的目的是為了提高農(nóng)民收入，同時(shí)也說(shuō)明“十一五”期間，政府對(duì)農(nóng)民增收的重視遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)化進(jìn)程。在后續(xù)發(fā)展中，應(yīng)當(dāng)適度調(diào)整農(nóng)民增收速度，使其與城鎮(zhèn)化發(fā)展協(xié)調(diào)進(jìn)行，真正提高城鎮(zhèn)化的質(zhì)量。

第四，動(dòng)態(tài)效應(yīng)上，在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，不同的城鎮(zhèn)化水平對(duì)于農(nóng)民收入的長(zhǎng)期影響效應(yīng)不同。2006年以后重慶市城鎮(zhèn)化水平對(duì)于促進(jìn)農(nóng)民增收的積極作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于2006年之前，說(shuō)明“十一五”期間統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展、戶籍制度改革、公共服務(wù)均等化、教育醫(yī)療加大投入等措施有效地促進(jìn)了農(nóng)民增收，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)實(shí)施這些強(qiáng)有力的民生工程，為農(nóng)民增收提供持續(xù)的推動(dòng)力。

第五，經(jīng)濟(jì)效應(yīng)上，重慶市34個(gè)區(qū)縣的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民收入都具有彈性系數(shù)為0.17的正向影響，上一期城鎮(zhèn)化水平對(duì)于農(nóng)民收入的增加具有彈性系數(shù)為0.19的持續(xù)影響作用，上一期農(nóng)民收入對(duì)當(dāng)期農(nóng)民收入水平的影響是非常大的，彈性系數(shù)為1.06。農(nóng)民收入的增加不僅來(lái)自城鎮(zhèn)化的推進(jìn)作用，更多受到上一年收入的影響。各區(qū)縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，決定了農(nóng)民自發(fā)性固定收入的不同，城鎮(zhèn)化率高的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，其農(nóng)民增收主要來(lái)自工資性收入，相反則更多地來(lái)自家庭經(jīng)營(yíng)收入。

最后，本文實(shí)證分析表明在農(nóng)民增收與城鎮(zhèn)化水平之間有“上一年城鎮(zhèn)化水平提高？圯當(dāng)年農(nóng)民收入增加？圯下一年農(nóng)民收入繼續(xù)增加？圯促進(jìn)城鎮(zhèn)化水平提高”的良性循環(huán)關(guān)系。因此，為了能提高農(nóng)民收入，不僅需要長(zhǎng)期的城鎮(zhèn)化政策，還需要兼顧二者之間的協(xié)調(diào)發(fā)展，切實(shí)提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入的可持續(xù)增長(zhǎng)。

注釋：

①根據(jù)《重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒》的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，按目前行政區(qū)域劃分的2005年及以前的區(qū)縣數(shù)據(jù)不完整，統(tǒng)計(jì)指標(biāo)口徑不一致，無(wú)法獲取連貫的數(shù)據(jù)信息，且考慮到面板數(shù)據(jù)具有時(shí)間和個(gè)體的雙重效應(yīng)，故面板數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為2006-2011年。

②在2011年10月，重慶市撤萬(wàn)盛區(qū)綦江縣設(shè)綦江區(qū)，撤雙橋區(qū)大足縣設(shè)大足區(qū)，所以2011年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中，重慶市行政區(qū)域劃分由40個(gè)區(qū)縣調(diào)整為38個(gè)，但考慮到綦江區(qū)和大足區(qū)前后數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)范圍的不一致性，本文采取統(tǒng)計(jì)方法對(duì)2011年萬(wàn)盛和雙橋的數(shù)據(jù)進(jìn)行了填補(bǔ)，仍然考慮40個(gè)區(qū)縣的情形。

③具體數(shù)據(jù)參見(jiàn)《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》。盡管2010年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示此六區(qū)的城鎮(zhèn)化率不到100%，但考慮到數(shù)據(jù)之間存在的多重共線性，本文面板數(shù)據(jù)模型中將不研究此六區(qū)的情況。

④一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈所含區(qū)縣有：北碚區(qū)、渝北區(qū)、巴南區(qū)、萬(wàn)盛區(qū)、雙橋區(qū)、涪陵區(qū)、長(zhǎng)壽區(qū)、江津區(qū)、合川區(qū)、永川區(qū)、南川區(qū)、綦江縣、潼南縣、銅梁縣、大足縣、榮昌縣、璧山縣；渝東北翼地區(qū)所含區(qū)縣有：萬(wàn)州區(qū)、梁平縣、城口縣、豐都縣、墊江縣、忠縣、開(kāi)縣、云陽(yáng)縣、奉節(jié)縣、巫山縣、巫溪縣；渝東南翼地區(qū)所含區(qū)縣有：黔江區(qū)、武隆縣、石柱縣、秀山縣、酉陽(yáng)縣、彭水縣。

⑤ 若不作特別說(shuō)明，下文中時(shí)間序列數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1997-2011年，面板數(shù)據(jù)研究對(duì)象為2006-2011年的34個(gè)區(qū)縣。考慮到行政區(qū)域調(diào)整的時(shí)間較短，在本文所研究的時(shí)間范圍內(nèi)，仍然采取原有的行政區(qū)域劃分。

⑥若無(wú)特別說(shuō)明，本文選取10%為檢驗(yàn)顯著性水平。

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Empirical Analysis on the Relationship Between Development

of Urbanization and Income Growth of Rural Residents in Chongqing

Chen Haiyan Chen Jiayang

Abstract： With the time series data from 1997 to 2012 and the panel data of 34 Chongqing's districts and counties from 2006 to 2011 as research samples， using the econometric methods to explain the dynamic relationship between development of urbanization and income growth of rural residents in Chongqing， the structural change cointegration model and panel autoregressive distributed lag model are set up. The results show that there exists long-term positive relationship between them， but the fix effect of rural residents' income is different in different areas， while rural residents' income growth varies according to the stage of urbanization. The results also show stable urbanization policy will ensure sustainable income growth of rural residents.

Keywords： Urbanization； Income growth of rural residents； Structural change； Panel Cointegration Test； Autoregression Distribution Lag Model