陳海燕

(重慶工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶 400067)

一、引言

改革開放30多年來，重慶市農(nóng)民人均純收入由1978年的126元增加到了2012年的7 383元，增長(zhǎng)了58倍多，但與全國以及其他直轄市農(nóng)民收入水平相比，重慶市農(nóng)民收入仍然偏低，同年全國農(nóng)民人均純收入為7 917元，北京、上海、天津農(nóng)民人均純收入分別為16 476元、17 605元和13 537元。①根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(2013)》、《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒(2013)》中數(shù)據(jù)整理計(jì)算而得。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，為在西部率先全面建成農(nóng)民小康社會(huì)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)村民生改善的良性循環(huán)，加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施和生態(tài)文明建設(shè)，農(nóng)民增收問題尤顯關(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，更制約著地區(qū)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，且農(nóng)民收入在很大程度上決定著我國居民的總體購買力和國內(nèi)市場(chǎng)的總規(guī)模［1］。正如鄭新立［2］指出沒有農(nóng)民收入水平的提高，擴(kuò)大消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目標(biāo)就難以實(shí)現(xiàn)。此外，農(nóng)民收入增長(zhǎng)緩慢不僅導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，還可能引發(fā)種種矛盾，危及社會(huì)穩(wěn)定［3］。增加農(nóng)民收入、縮小城鄉(xiāng)差距，是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)現(xiàn)代化的根本出路［4］。

如何增加農(nóng)民收入?許多研究給出了不同的觀點(diǎn)，比如推進(jìn)農(nóng)戶耕地規(guī)模經(jīng)營(yíng)、加大生產(chǎn)性政策補(bǔ)貼、完善農(nóng)業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織、改善基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)、加快農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移等［5-6］。農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力的順利轉(zhuǎn)移關(guān)系到農(nóng)民收入水平的提高和消費(fèi)需求的擴(kuò)大，當(dāng)前我國推進(jìn)工業(yè)化的重要任務(wù)之一就是推動(dòng)農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移［6］。推進(jìn)工業(yè)化以轉(zhuǎn)移農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力，進(jìn)而提高農(nóng)民收入水平，成為學(xué)界關(guān)注的熱點(diǎn)問題之一。推進(jìn)工業(yè)化亦是重慶市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的第一驅(qū)動(dòng)力，是改善民生、增加農(nóng)民收入的重要途徑。②重慶市人民政府《關(guān)于推進(jìn)新型工業(yè)化的若干意見》2012年8月。本文在分析重慶市工業(yè)化與農(nóng)民收入現(xiàn)狀基礎(chǔ)上，綜合運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法來研究其關(guān)系，對(duì)于更準(zhǔn)確地把握重慶市不同時(shí)期不同區(qū)域工業(yè)化對(duì)農(nóng)民收入的影響作用具有重要意義。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于農(nóng)民增收，諸多學(xué)者從影響因素、對(duì)策等方面進(jìn)行了研究。制約因素方面，張建國認(rèn)為農(nóng)民自身綜合素質(zhì)低下是制約農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素［7］;陳志福認(rèn)為干旱、洪澇等自然災(zāi)害導(dǎo)致農(nóng)民增收風(fēng)險(xiǎn)［8］;李谷成等認(rèn)為教育和健康投資不足確實(shí)是制約農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要因素［9］。增收政策方面，王德文等認(rèn)為人文經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配是影響農(nóng)民收入的重要因素［10］;鐘鈺等綜合了美、日、德、韓促進(jìn)農(nóng)民增收的國際經(jīng)驗(yàn)，認(rèn)為加快農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移等能有效提高農(nóng)民收入［5］;胡文國等、王朝才和胡振虎認(rèn)為城鄉(xiāng)戶籍制度改革、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)、職業(yè)教育培訓(xùn)等能促進(jìn)農(nóng)民增收［11-12］。還有研究農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村外商直接投資、農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步等對(duì)農(nóng)民收入的影響［13-14］，這里不再一一列出。

在諸多研究中，以城鎮(zhèn)化和工業(yè)化促農(nóng)民增收為研究熱點(diǎn)。許經(jīng)勇認(rèn)為要使農(nóng)民收入得到持續(xù)增長(zhǎng)，就必須著力解決中國非農(nóng)業(yè)化和城市化嚴(yán)重滯后以及城鄉(xiāng)人口比例嚴(yán)重失調(diào)的問題，以工業(yè)化、城市化推動(dòng)農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移［15］。林毅夫指出勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移是農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)的關(guān)鍵，其最根本的辦法就是減少農(nóng)業(yè)人口［16］。翁貞林和張愛萍、李軍波、張新前和胡日東、李美洲和韓兆洲、李夢(mèng)覺等運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型研究了工業(yè)化與農(nóng)民收入的關(guān)系，表明推進(jìn)工業(yè)化進(jìn)程是促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要途徑［17-21］。已有研究均表明，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化已成為促進(jìn)農(nóng)民增收的關(guān)鍵影響因素。③作者已對(duì)重慶城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村居民收入的影響進(jìn)行了研究，參見文獻(xiàn)《重慶城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入關(guān)系的實(shí)證分析》，理論與現(xiàn)代化，2013.故本文僅研究工業(yè)化對(duì)農(nóng)民收入的影響。此外，潘文軒通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)工業(yè)化對(duì)農(nóng)民人均收入水平的提高具有正效應(yīng)，但卻會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距［22］。

綜上所述，工業(yè)化通過轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力、增加就業(yè)崗位、促進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展等增加農(nóng)民收入、提高農(nóng)民人均收入水平，但是亦可能帶來負(fù)面影響，比如擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，乃至區(qū)域收入差距等［23］。目前已有研究較為籠統(tǒng)，一味地認(rèn)為工業(yè)化發(fā)展能提高農(nóng)民收入水平，忽略了不同工業(yè)發(fā)展階段對(duì)農(nóng)民收入的閾值效應(yīng)，且基本從全國層面或者全省市層面進(jìn)行探討，鮮有對(duì)不同工業(yè)發(fā)展水平、不同區(qū)域發(fā)展等方面進(jìn)行研究。鑒于此，本文嘗試從不同區(qū)域不同工業(yè)發(fā)展閾值效應(yīng)出發(fā)，突出區(qū)域差異和特殊發(fā)展階段，更為精確地來分析重慶市工業(yè)化與農(nóng)民收入之間的因果關(guān)系。

三、農(nóng)民收入和工業(yè)化的時(shí)空差異分析

(一)數(shù)據(jù)說明

本文主要研究重慶市區(qū)縣之間農(nóng)民收入與工業(yè)化程度的差異，考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性和統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的一致性，數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為2002—2013年，來源于《重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒(2003—2013)》。農(nóng)民人均純收入是按人口平均的純收入水平，反映的是一個(gè)地區(qū)或一個(gè)農(nóng)村居民的平均收入水平。以地區(qū)工業(yè)化率衡量地區(qū)工業(yè)化發(fā)展程度，文中用工業(yè)增加值占GDP的比重來計(jì)算。下文中增長(zhǎng)率的計(jì)算方式為:(當(dāng)年數(shù)值-上一年數(shù)值)/上一年數(shù)值。工業(yè)化率越高，說明工業(yè)化程度越高，能解決更多的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，提供更多的增收途徑，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。目前，重慶市一共有38個(gè)區(qū)縣，①在2011年10月，重慶市撤萬盛區(qū)綦江縣設(shè)綦江區(qū)，撤雙橋區(qū)大足縣設(shè)大足區(qū)，所以目前的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中重慶市行政區(qū)域劃分為38個(gè)。但是，2010年及之前的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為40個(gè)區(qū)縣，故將萬盛區(qū)和雙橋區(qū)的數(shù)據(jù)合并到綦江區(qū)和大足區(qū)中，以保證數(shù)據(jù)信息的前后一致性。劃分為三大區(qū)域:一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈、渝東北翼和渝東南翼。②一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈所含區(qū)縣(21個(gè))有:渝中區(qū)、大渡口區(qū)、江北區(qū)、沙坪壩區(qū)、九龍坡區(qū)、南岸區(qū)、北碚區(qū)、渝北區(qū)、巴南區(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)、綦江區(qū)、潼南縣、銅梁縣、大足區(qū)、榮昌縣、璧山縣;渝東北翼地區(qū)所含區(qū)縣(11個(gè))有:萬州區(qū)、梁平縣、城口縣、豐都縣、墊江縣、忠縣、開縣、云陽縣、奉節(jié)縣、巫山縣、巫溪縣;渝東南翼地區(qū)所含區(qū)縣(6個(gè))有:黔江區(qū)、武隆縣、石柱縣、秀山縣、酉陽縣、彭水縣。在一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)，作為重慶市主城區(qū)的渝中區(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)內(nèi)農(nóng)民人數(shù)較少，故不納入本文研究范圍，因此面板數(shù)據(jù)截面?zhèn)€體一共有32個(gè)，其中有15個(gè)區(qū)縣屬于一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈，11個(gè)區(qū)縣屬于渝東北翼地區(qū)，6個(gè)區(qū)縣屬于渝東南翼地區(qū)。

為了說明農(nóng)民收入和工業(yè)化發(fā)展在時(shí)間和空間上的發(fā)展變化，下面將選取“十一五”和“十二五”的頭一年即2006年和2011年作為研究觀察節(jié)點(diǎn)。

(二)農(nóng)民收入的時(shí)空差異

考慮到每年物價(jià)水平變動(dòng)幅度不一致，采用1997年為基期(1997=100)消除物價(jià)因素影響的農(nóng)民人均純收入得到農(nóng)民實(shí)際收入。在2002—2005年，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。③由于農(nóng)民實(shí)際收入與純收入的增長(zhǎng)趨勢(shì)具有趨同性，物價(jià)波動(dòng)因素并不在本文考慮范圍之類，所以在研究與工業(yè)化關(guān)系時(shí)只考慮純收入并不影響最后結(jié)論。從圖1可以看出，重慶市農(nóng)民純收入是逐年遞增的，特別是“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2011年和2006年重慶市32個(gè)區(qū)縣農(nóng)民純收入折線圖。從圖中可以看出，一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)區(qū)縣的農(nóng)民收入均高于重慶市平均水平;2011年渝東北翼地區(qū)有4個(gè)區(qū)縣(萬州區(qū)、梁平縣、墊江縣和忠縣)農(nóng)民收入高于重慶市平均水平，2006年渝東北翼地區(qū)只有梁平縣和墊江縣農(nóng)民收入高于重慶市平均水平;渝東南翼地區(qū)則全部低于重慶市平均水平，其中石柱縣農(nóng)民收入增收幅度最大。一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈15個(gè)區(qū)縣的農(nóng)民平均收入2011年為8 150元，2006年為3 491元;渝東北翼地區(qū)農(nóng)民平均收入2011年為5 848元(其中萬州區(qū)、梁平縣、墊江縣和忠縣四個(gè)區(qū)縣農(nóng)民平均收入為6 821元)，2006年為2 492元;渝東南翼地區(qū)農(nóng)民平均收入2011年為5 348元，2006年為2 271元。說明重慶市區(qū)縣間農(nóng)民收入差距較大，且呈現(xiàn)出連片集聚現(xiàn)象。

圖1 重慶市總體農(nóng)民收入水平和工業(yè)化率

從增長(zhǎng)速度上看，2002—2011年32個(gè)區(qū)縣農(nóng)民純收入的平均增長(zhǎng)速度為14.6%，渝東北翼地區(qū)和渝東南翼地區(qū)農(nóng)民純收入的平均增長(zhǎng)速度分別為15.1%、15%，兩翼地區(qū)相差比較小。其中，農(nóng)民收入增長(zhǎng)最快的區(qū)縣分別為石柱縣、忠縣、萬州區(qū)，增長(zhǎng)速度分別達(dá)到17.7%、15.9%、15.7%，增長(zhǎng)最慢的區(qū)縣為綦江區(qū)、大足區(qū)、城口縣和長(zhǎng)壽區(qū)，增長(zhǎng)速度在13.6%以下。從年份上來看，2003年和2006年重慶市32個(gè)區(qū)縣農(nóng)民純收入增長(zhǎng)速度很慢，均在10%以下，其余年份增長(zhǎng)速度都在10%以上，最快的農(nóng)民收入增長(zhǎng)年份為2011年，平均增長(zhǎng)速度達(dá)到了24%。

(三)工業(yè)化發(fā)展的時(shí)空差異

自1997年直轄以來，重慶市工業(yè)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，成為財(cái)政收入的重要來源，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的第一驅(qū)動(dòng)力。①參見《重慶市人民政府關(guān)于推進(jìn)新型工業(yè)化的若干意見》，重慶日?qǐng)?bào)，2012年8月22日。目前重慶正處于工業(yè)化中期，未來發(fā)展仍將以工業(yè)為主導(dǎo)，通過新型工業(yè)化帶動(dòng)城鄉(xiāng)、區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。2002年重慶市工業(yè)增加值為787.94億元，2006年為1 566.83億元，2011年為4 690.46億元。在2002—2011年工業(yè)增加值以年均21.2%的速度遞增，其中，2008年增長(zhǎng)速度達(dá)到30.1%，增長(zhǎng)最慢的年份是2009年，只有11.9%。2011年，一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)15個(gè)區(qū)縣的平均工業(yè)增加值為1 591 133.7億元，渝東北翼地區(qū)平均工業(yè)增加值為590 514億元，渝東南翼地區(qū)平均工業(yè)增加值為316 393億元。2002—2011年，一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)15個(gè)區(qū)縣的工業(yè)增加值平均增長(zhǎng)率為27%，而渝東北翼和渝東南翼地區(qū)工業(yè)增加值平均增長(zhǎng)率分別為31%和29%。這說明，盡管重慶市工業(yè)增加值增長(zhǎng)速度較快，但由于兩翼地區(qū)工業(yè)基礎(chǔ)薄弱，工業(yè)增長(zhǎng)規(guī)模有限。

從圖1可以看出，2002—2012年重慶市工業(yè)化率增長(zhǎng)比較穩(wěn)定，在“十一五”期間的增長(zhǎng)速度明顯加快。圖3是重慶市32個(gè)區(qū)縣工業(yè)化率在2006年和2011年的折線圖?？傮w來看，一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)區(qū)縣的工業(yè)化水平普遍高于兩翼地區(qū)，渝東北翼地區(qū)的工業(yè)化水平是越往東邊越低，而渝東南翼地區(qū)區(qū)內(nèi)工業(yè)化水平極差較大。2011年渝東南翼地區(qū)工業(yè)化平均水平為33.39%，渝東北翼地區(qū)工業(yè)化平均水平為32.61%。相對(duì)于2006年，2011年除了武隆縣和奉節(jié)縣的工業(yè)化率有下降，其余區(qū)縣工業(yè)化率都有提高，其中萬州區(qū)的工業(yè)化率變動(dòng)幅度最大，達(dá)到20.63%。2006年未達(dá)到重慶市工業(yè)化率平均水平的江津區(qū)、榮昌縣、萬州區(qū)、黔江區(qū)在2011年的工業(yè)化率都超過了重慶市總體工業(yè)化率。而2006年達(dá)到重慶市工業(yè)化率平均水平的南川區(qū)、梁平縣、墊江縣在2011年卻低于重慶市總體工業(yè)化率。這說明不同區(qū)域工業(yè)化發(fā)展程度差異巨大。

圖2 2011和2006年重慶市32個(gè)區(qū)縣農(nóng)村居民純收入(元)

圖3 2011和2006年重慶市32個(gè)區(qū)縣工業(yè)化率(%)

四、農(nóng)民收入與工業(yè)化因果關(guān)系分析

從農(nóng)民收入與工業(yè)化的時(shí)空差異分析中，了解到重慶市農(nóng)民收入和工業(yè)化發(fā)展的趨勢(shì)以及區(qū)域差異等情況，但無法真正了解到工業(yè)化與農(nóng)民收入之間的因果關(guān)系。下面將應(yīng)用非線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法研究變量之間的因果關(guān)系。

(一)圖示法研究農(nóng)民收入與工業(yè)化的關(guān)系

圖4給出了2002—2012年重慶市農(nóng)民純收入、GDP和工業(yè)增加值的增長(zhǎng)率折線圖，工業(yè)增加值增長(zhǎng)率明顯大于GDP和農(nóng)民純收入的增長(zhǎng)率，農(nóng)民收入與工業(yè)增加值增長(zhǎng)率之間呈現(xiàn)出共同的波動(dòng)趨勢(shì)。

圖4 重慶市2002—2012年農(nóng)民純收入、GDP與工業(yè)增加值的增長(zhǎng)率(%)

圖5直觀地給出了2002—2012年重慶市農(nóng)民純收入增長(zhǎng)率與工業(yè)增加值增長(zhǎng)率之間的散點(diǎn)圖，并根據(jù)圖形給出了基于3次多項(xiàng)式回歸的趨勢(shì)曲線。①運(yùn)用多項(xiàng)式()對(duì)X-Y軸上的散點(diǎn)進(jìn)行擬合，根據(jù)擬合誤差最小確定多項(xiàng)式的次數(shù)，并將最接近樣本點(diǎn)的擬合曲線即趨勢(shì)線標(biāo)出來。由此可以看出，隨著工業(yè)增加值增長(zhǎng)幅度的變大，農(nóng)民收入增長(zhǎng)幅度呈現(xiàn)出“勺子”型趨勢(shì)，即是說，農(nóng)民收入增長(zhǎng)幅度不會(huì)因工業(yè)增加值的快速增長(zhǎng)而持續(xù)快速增長(zhǎng)，而是呈現(xiàn)出具有閾值的結(jié)構(gòu)變化過程。

圖6直觀地給出了2002—2012年重慶市農(nóng)民純收入與工業(yè)化率之間的散點(diǎn)圖，也根據(jù)圖形給出了基于2次多項(xiàng)式回歸的趨勢(shì)曲線。發(fā)現(xiàn)在工業(yè)化發(fā)展過程中，對(duì)農(nóng)民收入的影響并不是一成不變的，而是不同閾值下具有不同的影響彈性。

(二)面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

圖示法直觀地給出了重慶市農(nóng)民收入與工業(yè)化發(fā)展之間的關(guān)系，對(duì)于本文考慮的32個(gè)區(qū)縣，下面將采用面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行研究。

圖5 重慶市2002—2012年農(nóng)民收入增長(zhǎng)率與工業(yè)增加值增長(zhǎng)率之間的散點(diǎn)圖

圖6 重慶市2002—2012年農(nóng)民純收入與工業(yè)化率之間的散點(diǎn)圖

研究變量之間的因果關(guān)系一般有兩種情況:對(duì)于平穩(wěn)序列可以直接構(gòu)建回歸模型，在對(duì)模型進(jìn)行修正和檢驗(yàn)的情況下，做出合理的估計(jì);但是對(duì)于非平穩(wěn)序列，不僅需要通過單位根檢驗(yàn)確定序列的單整階數(shù)，還需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以明確序列之間的均衡關(guān)系，如果存在協(xié)整關(guān)系，就需要構(gòu)建誤差修正模型，如果不存在協(xié)整關(guān)系，就要考慮序列之間是否存在非線性的因果關(guān)系，進(jìn)而建立非線性模型。②目前為止，比較成熟的協(xié)整檢驗(yàn)都傾向于線性協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)。無論是平穩(wěn)還是非平穩(wěn)序列，均可以通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)確定其因果關(guān)系，只是構(gòu)建的輔助回歸方程不同，對(duì)于平穩(wěn)序列一般構(gòu)造的是VAR形式的輔助回歸式，對(duì)于非平穩(wěn)序列一般構(gòu)造的是ECM形式的輔助回歸式。

1.面板單位根檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)常用的截面獨(dú)立單位根檢驗(yàn)方法有LLC 檢 驗(yàn)［24］、IPS 檢 驗(yàn)［25］、Fisher-ADF 檢 驗(yàn)［26］、Fisher-PP檢驗(yàn)［27］等。考慮到截面相關(guān)的面板單位根檢驗(yàn)實(shí)現(xiàn)比較困難，而區(qū)縣在推進(jìn)工業(yè)化進(jìn)程中存在資源和信息的不對(duì)稱，大都缺乏商業(yè)合作和機(jī)會(huì)共享，故假設(shè)截面?zhèn)€體之間是相互獨(dú)立的，這并不會(huì)造成檢驗(yàn)結(jié)果功效降低。又由于截面之間不存在同質(zhì)根，即不同截面之間的回歸系數(shù)不同，因此采用適合異質(zhì)面板單位根的IPS檢驗(yàn)和PP-ADF檢驗(yàn)。①Fisher-PP檢驗(yàn)是基于概率P值構(gòu)造的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，更適合于非均衡面板數(shù)據(jù)。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。滯后階數(shù)根據(jù)AIC準(zhǔn)則自動(dòng)選擇。檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

由表1可知，重慶市32個(gè)區(qū)縣的農(nóng)民收入面板數(shù)據(jù)在10%顯著性水平下為一階單整過程。工業(yè)化率面板數(shù)據(jù)的IPS檢驗(yàn)雖然沒有通過10%顯著性水平的檢驗(yàn)，但通過了PP-ADF檢驗(yàn)，可以認(rèn)為序列為一階單整的。

2.面板協(xié)整檢驗(yàn)

采用基于殘差的 Kao檢驗(yàn)［28］和 Pedroni檢驗(yàn)［29］對(duì)都是I(1)過程的農(nóng)民收入和工業(yè)化率進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)［30］。Kao檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量取值為-0.817，概率P值為0.21。Pedroni檢驗(yàn)組內(nèi)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的概率P值均為0.99，組間統(tǒng)計(jì)量值為0.97。在原假設(shè)為無協(xié)整關(guān)系的情況下，兩種檢驗(yàn)結(jié)果都認(rèn)為二者之間不存在線性協(xié)整關(guān)系，這說明重慶32個(gè)區(qū)縣的農(nóng)民收入和工業(yè)化率之間不存在長(zhǎng)期的線性均衡關(guān)系，說明農(nóng)民收入不會(huì)隨著工業(yè)化率的持續(xù)增大而持久增加。

3.面板Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)

考慮到工業(yè)化發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入影響的滯后性，應(yīng)用面板Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)二者之間的滯后影響作用［30］。由于變量均為非平穩(wěn)序列，所以輔助回歸式為基于ECM的回歸形式，結(jié)果見表2。結(jié)果表示，在5%的顯著性水平下，工業(yè)化率是農(nóng)民收入的Granger因果關(guān)系，非常明顯的因果關(guān)系滯后期為3。在短期內(nèi)，農(nóng)民收入則不是工業(yè)化率的Granger因果關(guān)系，但是卻具有長(zhǎng)期的滯后影響作用。這說明工業(yè)化率的提高對(duì)農(nóng)民增收具有短期快速的推動(dòng)作用，但維持時(shí)間一般只有3～4年，而農(nóng)民收入的提高對(duì)工業(yè)化率的影響非常滯后。

表2 Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)

4.閾值回歸模型

由前面的分析可知，重慶市整體數(shù)據(jù)顯示農(nóng)民收入與工業(yè)化之間是存在閾值效應(yīng)關(guān)系，而分區(qū)縣的面板數(shù)據(jù)顯示二者之間存在單向Granger因果關(guān)系，不存在線性協(xié)整關(guān)系。下面將通過重慶市工業(yè)化發(fā)展程度和區(qū)域結(jié)構(gòu)的劃分分析二者之間的閾值效應(yīng)。

(1)工業(yè)化發(fā)展閾值效應(yīng)

采用分位數(shù)回歸研究重慶工業(yè)化不同發(fā)展程度對(duì)農(nóng)民收入的影響。分位數(shù)回歸是根據(jù)被解釋變量的條件分位數(shù)對(duì)解釋變量進(jìn)行回歸，可以得到所有分位數(shù)下的回歸模型。相比于常用的最小二乘回歸方法，分位數(shù)回歸能更精確地描述解釋變量對(duì)被解釋變量的變化范圍以及條件分布形狀的影響，還能刻畫分布的尾部特征［31］。圖7②鑒于分位數(shù)回歸的目的是研究農(nóng)民收入與工業(yè)化率之間關(guān)系的發(fā)展變化，而非具體數(shù)值關(guān)系，具體回歸模型及系數(shù)估計(jì)可以向作者索取。給出了10個(gè)不同分位點(diǎn)下的擬合曲線圖，橫軸為工業(yè)化率的不同分位點(diǎn)，縱軸為農(nóng)民收入，單位為千元。由此可以看出，隨著工業(yè)化程度的提高，對(duì)農(nóng)民收入的影響效應(yīng)呈現(xiàn)出先增長(zhǎng)后下降的趨勢(shì)。在第4到6分位點(diǎn)即工業(yè)化率為30%～46%時(shí)，農(nóng)民收入快速增長(zhǎng);第6分位點(diǎn)為轉(zhuǎn)折點(diǎn)，即工業(yè)化程度達(dá)到46%以后，其對(duì)農(nóng)民收入的影響效應(yīng)開始減弱。意味著在工業(yè)化發(fā)展初期工業(yè)化對(duì)農(nóng)民收入影響巨大，但是單純依靠工業(yè)化的發(fā)展來帶動(dòng)農(nóng)民收入的持續(xù)增加是不可取的。

圖7 不合分位點(diǎn)擬合曲線

(2)區(qū)域閾值效應(yīng)

根據(jù)重慶市區(qū)域工業(yè)發(fā)展?fàn)顩r和未來規(guī)劃，區(qū)域結(jié)構(gòu)的閾值效應(yīng)通過設(shè)定虛擬變量d1來說明。d1=1代表一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)的15個(gè)區(qū)縣和萬州區(qū)、黔江區(qū)，d1=0代表剩下的15個(gè)兩翼地區(qū)區(qū)縣。農(nóng)民收入面板數(shù)據(jù)記為PI，單位為千元，地區(qū)工業(yè)化率面板數(shù)據(jù)記為IN，單位為%。擬合回歸結(jié)果為:

其中，(·)表示對(duì)應(yīng)參數(shù)估計(jì)值T檢驗(yàn)的概率P值。在5%顯著性水平下，認(rèn)為所有變量是顯著的。F檢驗(yàn)概率P值為0.00，模型整體是通過顯著性檢驗(yàn)的。根據(jù)white異方差檢驗(yàn)和LM序列相關(guān)結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型不存在異方差和序列相關(guān)?；貧w模型的擬合優(yōu)度R2=0.42，擬合效果不是很好。由于此處僅考慮變量間關(guān)系的發(fā)展變化方向，估計(jì)系數(shù)不能完全代表其準(zhǔn)確的數(shù)值關(guān)系。但是從參數(shù)取值上可以發(fā)現(xiàn)當(dāng)d1=0時(shí)，工業(yè)化率與農(nóng)民收入之間是倒”U”型關(guān)系，開口相對(duì)較窄，而d1=1時(shí)，關(guān)系為緩慢減弱的“U”型關(guān)系，開口也非常大。圖8給出了擬合模型的曲線圖，由此可以發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈、萬州區(qū)和黔江區(qū)發(fā)展工業(yè)化能有效地增加農(nóng)民收入，在兩翼地區(qū)的其他15個(gè)區(qū)縣工業(yè)化對(duì)農(nóng)民增收的效果減弱。

圖8 擬合模型的曲線模擬圖

五、結(jié)論

在研究的2002—2012年樣本期內(nèi)，重慶市農(nóng)民收入和工業(yè)化發(fā)展都處于上升的階段，農(nóng)民收入?yún)^(qū)域內(nèi)部差距較大，且呈現(xiàn)連片集聚現(xiàn)象，工業(yè)化發(fā)展水平也不均衡，一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)的工業(yè)化率明顯高于兩翼地區(qū)。受政策影響，兩翼地區(qū)的萬州區(qū)和黔江區(qū)的工業(yè)化發(fā)展明顯快于其他兩翼區(qū)縣。

研究農(nóng)民收入與工業(yè)化發(fā)展之間影響關(guān)系的結(jié)論如下:

(1)農(nóng)民收入與工業(yè)化發(fā)展之間有影響關(guān)系，但不是長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。重慶市32個(gè)區(qū)縣的農(nóng)民收入與工業(yè)化率面板數(shù)據(jù)均為一階非平穩(wěn)序列，分析發(fā)現(xiàn)二者之間沒有長(zhǎng)期的協(xié)整均衡關(guān)系，說明單純依靠工業(yè)化的提升來實(shí)現(xiàn)農(nóng)民長(zhǎng)期增收是不可靠的，這一點(diǎn)與已有研究不同(見參考文獻(xiàn)［14，19］)。主要是因?yàn)橹貞c處于長(zhǎng)江上游的腹心地帶，有一半的區(qū)縣為三峽庫區(qū)生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)，目前的工業(yè)發(fā)展模式雖然能增加農(nóng)民收入，但是卻沒有生態(tài)可持續(xù)性，且會(huì)制造出更多的環(huán)境生態(tài)問題，在不改變工業(yè)結(jié)構(gòu)的情況下未來工業(yè)發(fā)展將會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民增收乏力。

(2)不同工業(yè)化發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收存在閾值效應(yīng)。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)分析得知，當(dāng)工業(yè)化率為30%～46%時(shí)，農(nóng)民收入快速增長(zhǎng);在工業(yè)化程度達(dá)到46%以后，其對(duì)農(nóng)民收入的影響效應(yīng)開始減弱。意味著工業(yè)化發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的影響效應(yīng)不是固定的，而是會(huì)隨著工業(yè)化程度而變化，說明單純依靠工業(yè)化的發(fā)展來帶動(dòng)農(nóng)民收入的持續(xù)增加是不可取的。

(3)重慶市32個(gè)區(qū)縣工業(yè)化對(duì)農(nóng)民增收的區(qū)域閾值效應(yīng)。相對(duì)于一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈、萬州區(qū)和黔江區(qū)發(fā)展工業(yè)化能有效地增加農(nóng)民收入，在兩翼地區(qū)的其他15個(gè)區(qū)縣工業(yè)化對(duì)農(nóng)民增收的效果減弱。意味著這15個(gè)兩翼地區(qū)區(qū)縣依靠工業(yè)化發(fā)展提高農(nóng)民收入的效果遠(yuǎn)沒有工業(yè)化和農(nóng)民收入相對(duì)較好的一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈、萬州區(qū)和黔江區(qū)等17個(gè)區(qū)縣的效果好。

以上3個(gè)結(jié)論看似獨(dú)立，實(shí)則是緊密聯(lián)系的，說明了兩方面問題:對(duì)于重慶市一小時(shí)經(jīng)濟(jì)圈的15個(gè)區(qū)縣以及萬州區(qū)和黔江區(qū)，工業(yè)化發(fā)展能迅速提高農(nóng)民收入，但是其效力是短期的、不可持續(xù)的;對(duì)于兩翼地區(qū)的其他15個(gè)區(qū)縣，盡管部分區(qū)縣目前處在結(jié)論(2)中提到的30% ～46%工業(yè)化階段，但是由于工業(yè)化對(duì)農(nóng)民增收的作用效應(yīng)有限，即便大力發(fā)展工業(yè)，農(nóng)民增收幅度也是有限的，且不具有可持續(xù)影響。因此，亟需轉(zhuǎn)變工業(yè)化發(fā)展模式，走適合生態(tài)環(huán)境的新型工業(yè)化道路，針對(duì)不同地區(qū)不同工業(yè)化階段制定因地制宜的發(fā)展戰(zhàn)略，為農(nóng)民收入的持續(xù)增加開拓新的路徑。

［1］陳錫文.工業(yè)化、城鎮(zhèn)化要為解決“三農(nóng)”問題做出更大貢獻(xiàn)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2011(10):8-10.

［2］鄭新立.農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化必須與工業(yè)化、城鎮(zhèn)化同步推進(jìn)［C］//2011全國農(nóng)民改革與發(fā)展座談會(huì)論文集.北京:生活·讀書·新知三聯(lián)書店，1996.

［3］劉克崮，張桂文.中國“三農(nóng)”問題的戰(zhàn)略思考與對(duì)策研究［J］.管理世界，2003(5):67-76.

［4］林毅夫.三農(nóng)問題與我國農(nóng)村的未來發(fā)展［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2003(1):19-25.

［5］鐘鈺，藍(lán)海濤.中高收入階段農(nóng)民增收的國際經(jīng)驗(yàn)及中國農(nóng)民增收趨勢(shì)［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2012(1):73-79.

［6］周陽敏，軒會(huì)永.基于包容性的農(nóng)民收入增長(zhǎng)路徑研究［J］.四川理工學(xué)院學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)版，2013(1):12-19.

［7］張建國.關(guān)于農(nóng)民收入問題的調(diào)查與思考［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2000(4):57-61.

［8］陳志福.中國農(nóng)民收入增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制［M］.北京:中國農(nóng)業(yè)出版社，2008.

［9］李谷成，馮中朝，范麗霞.教育、健康與農(nóng)民收入增長(zhǎng)——來自轉(zhuǎn)型期湖北省農(nóng)村的證據(jù)［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2006(1):11-20.

［10］王德文，蔡昉.宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整與農(nóng)民增收［J］.中國農(nóng)村觀察，2003(4):2-13.

［11］胡文國，吳棟，吳曉明.我國農(nóng)民收入增長(zhǎng)影響因素的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2004(6):5-15.

［12］王朝才，胡振虎.新時(shí)期農(nóng)民增收對(duì)策研究［J］.財(cái)政研究，2010(2):66-68.

［13］余新平，熊晶白.中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2010(6):77-87.

［14］陳燦煌.農(nóng)業(yè)外商直接投資與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系［J］.經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2007(5):47-52.

［15］許經(jīng)勇.中國農(nóng)民收入增長(zhǎng)與工業(yè)化城市化的關(guān)系［J］.經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2002(3):4-6.

［16］林毅夫.勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移是農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)的關(guān)鍵［N］.光明日?qǐng)?bào)，2004-1-20.

［17］翁貞林，張愛萍.城市化江西農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要途徑［J］.江西社會(huì)科學(xué)，2003(1):108-110.

［18］李軍波.湖南工業(yè)化和城市化對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)市政分析［J］.求索，2005(7):38-40.

［19］張新前，胡日東.我國農(nóng)村工業(yè)化與農(nóng)民收入增長(zhǎng)關(guān)系的動(dòng)態(tài)分析［J］.經(jīng)濟(jì)問題探索，2007(5):29-33.

［20］李美洲，韓兆洲.城鎮(zhèn)化和工業(yè)化對(duì)農(nóng)民增收的影響機(jī)制［J］.財(cái)貿(mào)研究，2007(2):25-31.

［21］李夢(mèng)覺.工業(yè)化城市化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)縱橫，2008(6):72-74.

［22］潘文軒.工業(yè)化對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響［J］.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2010(2):20-29.

［23］汪曉夢(mèng).基于農(nóng)民純收入面板數(shù)據(jù)的區(qū)域差異性分析與對(duì)策——以安徽省為例［J］.重慶理工大學(xué)學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)，2014(5):63-67.

［24］Levin A，Lin C.Unit root tests in panel data:Asymptotic and finite-sample properties［J］.Journal of Economics，2002(10):1-24.

［25］Im K S，Pesasran M H，Shin Y.Testing for unit roots in heterogeneous panels［J］.Journal of Econometrics，2003(11):53-74.

［26］Maddala G S，Wu S.A comparative study of unit root tests with panel data and a new simple test［J］.Oxford Bulletin of Economics and Statistics，1999(6):31-52.

［27］Choi I.Unit Root Tests for Panel Data［J］.Journal of International Finance，2001(20):249-272.

［28］Kao C.Spurious regression and residual-based tests for cointegration in panel data［J］.Journal of Econometrics，1999(11)19-44.

［29］Pedroni P.Panel Cointegration:Asymptotic And Finite Sample Properties Of Pooled Time Series Tests With An Application To The Ppp Hypothesis［J］.Econometric Theory，2004，20(3):597-625.

［30］陳海燕.面板數(shù)據(jù)模型的檢驗(yàn)方法［M］.北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2012.

［31］Koenker R，Hallock K.Quantile regression:an introduction［J］.Journal of Economic Perspectives，2001(15):143-156.