沿海城市城镇化水平与农民收入关系研究——以大连市为例<br/>

沿海城市城镇化水平与农民收入关系研究——以大连市为例

2015-11-16于淼雷磊刘剑刚

海洋开发与管理 2015年2期

于淼，雷磊，刘剑刚

（辽宁师范大学城市与环境学院大连 116029）

城镇化进程是伴随着工业化进程的推进和社会经济的发展，是人类社会活动中农业活动的比重下降，非农业活动的比重上升的过程。十八大提出的发展新型城镇化，就是要走推进农村城镇化、城乡一体化以及大中小城市和小城镇协调发展的城镇化建设道路。

国内许多学者对城镇化发展与农民收入的关系进行了研究，学者们运用相关数量方法对国家及省（自治区、直辖市）、市不同尺度区域城市化进程与农民收入增长关系进行分析，表明城镇化对农民收入增长有促进作用，并存在长期均衡关系［1－6］，也有学者研究认为：短期角度城镇化水平对农民收入差异的影响处于主要地位，而长期角度城镇化水平对农民收入影响不大，地区差异因素起主要作用［7］。城镇化，工业化、财政支农等是影响农民收入增长的重要因素［8］，从长期看，城镇化的作用大于财政支农对农民收入的影响［9］。

学者们运用Theil系数、基尼系数、GINI系数因子分解等方法对不同地区农民收入结构变动特征的研究表明：工资性收入是影响收入结构变动的主要因素［10－12］，地区差异是构成农民收入差距的主导部分［13－18］。

1 数据来源和研究方法

1．1 指标选取和数据来源

研究中主要选取城镇化水平（UR）和农民人均纯收入（IC）及农村居民收入的结构性指标：工资性收入（W）、家庭经营收入（F）、财产性收入（P）和转移性收入（T）。

工资性收入是指农村住户成员受雇于单位和个人，靠出卖劳动而获得的收入。

家庭经营性收入是指农村住户以家庭为生产经营单位进行生产筹划、经营和管理而获得的收入。

财产性收入是指农村住户以金融资产或有形非生产性资产向其他机构单位提供资金或将有形非生产性资产供其支配，作为回报而从中获得的收入。

转移性收入是指农村住户及成员无须付出任何对应物而获得的货物、服务、资金或资产所有权等。

本研究中所有的数据全部来源于1998—2012年的《大连市统计年鉴》与《辽宁省统计年鉴》。

1．2 研究方法

1．2．1 格兰杰因果分析

格兰杰因果分析步骤如下：

（1）为消除数据中存在的异方差，对所有变量取对数；

（2）利用EViews6．0软件对变量时间序列的平稳性检验，避免出现“伪回归”的现象；

（3）协整检验，采用约翰森协整检验判断是否存在协整关系；

（4）格兰杰因果关系检验，用来确定变量之间是否存在因果关系以及互相之间影响的方式。

1．2．2 偏离－份额分析与动态偏离－份额分析

偏离—份额分析方法（SSM）是将被研究区域的增长与标准区域（通常是上一级区域或国家）的增长的差分解为3个分量，即份额分量、结构偏离分量与竞争能力偏离分量，以此评价一个区域的结构优劣和自身竞争力强弱，找出具有相对竞争优势的部门，具有较强的综合性和动态性。

动态偏离—份额分析法是基于静态偏离份额分析将研究周期分成若干个时间段，以减少对产业结构或收入结构中激烈变化信息的忽略。这里笔者根据国际上偏离－份额分析法惯例选取5年为一个阶段［19－20］。

（1）份额分量，即

式中：N为假定研究地区农民人均纯收入按整个研究区域即背景区域增长率增长所应实现的增长份额；Y0i为研究地区农民i收入的基期值；R为背景区域总收入的增长率。

（2）结构偏离分量，即式中：P为研究地区按辽宁省农民i收入增长率计算的增长额与按背景区域总收入增长率所实现的增长额之差；Ri为背景区域农民i收入的增长率。

（3）竞争力偏离分量，即

式中：D为研究地区农民i收入按实际增长率所实现的增长额与按背景区域同项收入所实现的增长额之差；ri为研究地区农民i收入的实际增长率。

三者之间的关系是：

本研究以大连市为研究地区，辽宁省为背景区域。

2 城镇化水平与农民收入影响的格兰杰关系分析

首先利用EViews软件对城镇化水平（UR）、农民人均纯收入（IC）、工资性收入（W）、家庭经营收入（F）、财产性收入（P）和转移性收入（T）等变量进行平稳性与单整阶数，结果表明UR、IC、W和P的二阶差分检验量LNUR、LNIC、LNW与LNP均小于10%的临界值，说明其在10%的显著水平上通过ADF 平稳性检验，且为同阶单整，满足协整检验的前提，而F和T的二阶差分检验量LNF与LNT存在一阶自相关性，不满足协整检验的前提。

进一步对LNUR、LNIC、LNW与LNP进行协整检验，显示UR与IC、W的协整关系存在，UR与P之间不存在协整关系。对UR与IC、UR与W格兰杰因果关系检验的结果见表1。

表1 LNUR 与LNIC、LNUR 与LNW 之间的格兰杰因果检验

从表1的分析中可得出，在滞后1、2 期中，LNUR不是LNIC的格兰杰原因的P值均小于0．05，拒绝原假设，说明城镇化发展是农民人均纯收入增加的格兰杰原因；LNIC不是LNUR的格兰杰原因的P值均大于0．05，不能拒绝原假设，说明农民人均纯收入增加不是城镇化发展的格兰杰原因。

同理可说明城镇化发展不是工资性收入增加的格兰杰原因，工资性收入增加也不是城镇化发展的格兰杰原因。由此可以得出结论：从长期影响来看，城镇化进程对农民增收具有长期影响。

3 农民收入结构偏离—份额演变动态分析

3．1 大连农民收入结构总体动态变化特征

3．1．1 1997－2006年间农民收入增长速度高，结构优势和区位竞争力优势突出

农民收入结构动态演变过程分为3个阶段：第一阶段（1997－2011 年）、第二阶段（2002－2006年）和第三阶段（2007－2011年），不同阶段的偏离—份额值见表2。

表2 1997－2011年大连市农民收入结构的偏离—份额分析

在表2所列指标中，N 反映假定大连农民各类收入均按辽宁省农民人均收入增长率增长，若高于实际的增长水平，则N为正，反之，则为负；P反映大连各类收入按辽宁省对应的各类收入增长率增长（或下降），若大连以快速增长型为主，则P＞0，反之，P＜0；D反映与辽宁省相比，大连在提高各类收入具有的区位（竞争）优势或劣势。

表2 表明，大连农民收入结构在第一、二阶段的实际增长额（G）均高于地区份额（N），总偏离量（PD）为正，分别为475．29 元／人和828．29元／人，增长率分别高出全省15．43%与20．02%，说明大连农民收入增长速度高于全省并逐渐加快。结构偏离分量P＞0和竞争力偏离分量D＞0，表明农民收入的增长主要得益于收入结构优势和区位竞争力优势带来的增长，并且区位竞争力优势大于收入结构优势。

3．1．2 2007－2011年间农民收入增长速度变缓，区位竞争力优势减弱

由表2可见，在第三阶段大连农民收入的实际增长额低于地区份额，总偏离值为－333．42元／人，说明大连农民收入增长速度减慢且低于全省3．98%。此阶段P＞0，D＜0，说明区位竞争力明显减弱，处于劣势。

3．2 大连农民收入结构内部动态变化特征

3．2．1 工资性收入的增长主要得益于结构优势带来的增长，且呈波动变化

由表2 可见，工资性收入在第一阶段实际增长额均高于地区份额，偏离值为正，总偏离量为287．94元／人，增长率高于辽宁省20．67%，第二阶段工资性收入的总偏离量由正值变为负值，增长优势下降，到了第三阶段偏离量又变为正值，总偏离量118．01元／人，增长优势又有提升；3个阶段竞争力偏离分量D均小于0，结构偏离分量P有变化，但总体上大连市工资性收入的增长主要得益于结构优势带来的增长，竞争力优势在下降。

3．2．2 家庭经营收入的增长中区位竞争力优势较突出，但呈下降趋势

家庭经营收入在第一阶段实际增长额高于地区份额，总偏离量40．27元／人，增长率高于辽宁省2．62%，第二阶段家庭经营收入增长率持续增长，高出全省59．62%，但进入第三阶段家庭经营收入的总偏离量变为负值；3个阶段结构偏离分量P均小于0，竞争力偏离分量仅在第三阶段D＜0，表明家庭经营收入的增长总体上得益于区位竞争力优势带来的增长，较大的区位竞争力优势弥补了结构劣势，但增长优势下降。

3．2．3 财产性收入的增长得益于结构优势带来的增长，但呈下降趋势

财产性收入在第一、二阶段的实际增长额均高于地区份额，偏离值为正，但与第一阶段相比，第二阶段的收入结构优势明显增强，而区位竞争力明显减弱为负值；在第三阶段中，财产性收入的结构优势也降低为负值，P＜0，D＜0，增长优势下降，增长率低于全省52．09%。

3．2．4 转移性收入的增长得益于结构优势与区位竞争力优势共同作用，结构优势起主导作用

转移性收入在3个阶段的总偏离值均为正，增长率均高于同期辽宁省农民人均收入增长率且增长速度逐渐加快，在第一阶段收入结构优势与区位竞争力优势共同作用。到第二阶段收入结构优势增强，区位竞争力减弱，结构优势弥补了区位竞争力劣势，在全省中仍处于相对上升的状态，但增长率有所下降。到第三阶段虽然P＞0，但相对于第二阶段结构优势减弱，D变为正值，区位竞争力优势有明显提高，但结构优势仍起主导作用。