摘要：本文运用VAR 模型，结合模型稳定性检验、Granger 非因果性检验、脉冲响应分析和方差分解，对我国1993-2009年的工业化、城镇化、农民财产性收入进行实证分析。研究结果表明：工业化与城镇化两者存在正向相互促进作用，它们对农民财产性收入的增长有正向的促进作用，尤其是城镇化的促进作用更为显著。提出以工业化和城镇化发展为契机，全面拓宽农民财产性收入渠道，从而促进农民财产性收入增长的政策建议。
关键词：工业化；城镇化；农民财产性收入；VAR 模型；脉冲响应函数分析中图分类号：F320.1
文献标识码：A
文章编号：1004-0544（2013）06-0180-05
工业化、城镇化与农民财产性收入关系的实证分析＊
常文涛
（中南财经政法大学公共管理学院，湖北武汉430074）
一、引言
我党在十七大和十八大分别提出“让更多农民增加财产性收入”和“多渠道增加居民财产性收入”的重大历史任务。加快增加农民财产性收入，对于提高农民整体收入水平，优化农民收入形态，缩小社会贫富差距，进而促进整个社会的和谐稳定都有着重大意义。工业化的发展需要发达的交通运输、商业和金融业以及其他的基础设施与之相配套，而这些基础设施所需的投资规模大，增强了对农民财产要素的需求，有利于提高农民财产性收入。城镇化一般意义上是指农业人口向非农产业转移、农村人口向城镇转移、农业经济发展、农民收入水平提高、国内有效需求与消费市场不断扩大、农村逐步融入现代市场经济的一个发展过程，农业也开始转向为较高生产率的生产部门，进而促进农民财产性收入的增长。
［1］
财产性收入是指居民家庭通过已经拥
有的财产而不是通过直接劳动获得的收入，是指金融资产或有形非生产性资产的所有者向其他机构、单位或个人提供资金或将有形资产供其支配，作为回报而从中获得的收入。农民财产性收入是依靠农用地、宅基地、自有资金、集体经济等财产获得的收入，是农民收入重要组成部分。改革开放三十多年以来，我国经济社会发展取得了举世瞩目的成就，尤其是工业化和城镇化的快速发展极大地推动了GDP 增长，当前我国工业化水平日益提高，进入中期发展阶段，城镇化水平进入快速发展时期，然而，工业化和城镇化的发展是否带动农民财产性收入增长，农民在多大程度上分享到了改革的成果，不同的学者用不同的研究方法得出了不同的结论。关于农民收入的研究成果颇丰，但是从农民财产性收入视角研究的成果并不多见。我国的“十二五规划”提
出，坚持工业反哺农业、城镇支持农村和多予少取放活方
针，充分发挥工业化、城镇化对促进农民增收、加强农村基础设施和公共服务的辐射带动作用。由于农民的财产性收入大多来源于工业化和城镇化范围的扩展和深化，因此分析农民财产性收入与工业化和城镇化之间的关系有着重要的现实意义。
二、研究综述
刘易斯将经济划分为传统农业和现代工业两大经济部门，研究了可能发生的两部门的产出增长与要素积累、资本积累等问题。据此划分的两大部门被称为二元经济，相应的模型被称为刘易斯模型，刘易斯模型描述了存在大量剩余劳动力并且只依赖于工业部门增长的二元经济发展道路。吉尔、纳克斯等认为，坚持工农业的平衡增长，工业部门就能为农业部门提供更多的生产资料，有利于工业部门用较先进的生产技术来改造传统农业，提高农业部门的生产率。托达罗指出工农业平衡发展是减少城镇失业的前提，促使工农业平衡增长，缩小城乡差距，以减少农村对农民的“推力”和城镇对农民的“拉力”。秘鲁经济学家狄·索托在《资本的秘密》一书中指出，“发展中国家之所以贫困，一个极其重要的原因在于他们的资产不能顺利转化为用来进行交易的和用来进行创新的资本。”张小彬［2］（1995）指出工业化与城镇化不能有机结合，会造成能源和运输成本高，对土地和其他生产要素利用率低下，不利于农民财产性收入增加。如果工业化的发展缺乏载体———城镇，就很难实现产业机构从第二产业向第三产业的升级，阻碍农民财产性收入的增加。夏春萍（2010）认为工业化发展推动城镇化进程，提升农业现代化水平；城镇化是伴随工业化发展而产生并加
*基金项目：中南财经政法大学研究生创新计划课题：赣州市中小企业劳动关系实证分析。
作者简介：常文涛（1982-），男，河南南阳人，中南财经政法大学公共管理学院博士生。
速发展起来的，但是城镇化进程的推进又对工业化发展和农业现代化发展有着重要的促进作用；农业现代化发展对工业化的深入发展和城镇化水平的加速发展也有着重要的协助、推进作用，工业化、城镇化与农业现代化发展是协调统一的关系。
［3］
夏春萍（2010）认为在我国统筹工业化、城
镇化与农业现代化的发展过程中，三大产业结构日趋合理，农业生产条件逐步完善，农业内部产业机构不断改进，这为今后统筹发展奠定了良好基础。
［4］
苏发金（2011）用实证方
法得出了城镇化和农村经济增长两者存在长期的动态均衡关系。但是，关于工业化、城镇化与农民财产性收入的协调互动关系还没有相关的实证研究。
［5］
基于以上考虑，本文
通过建立工业化、城镇化和农民财产性收入的VAR 模型，进而分析工业化和城镇化对农民财产性收入有怎样的影响，农民财产性收入的增长能否促进工业化和城镇化的发展，以及在农民财产性收入中工业化和城镇化在其中贡献的大小。
三、研究方法与数据来源
（一）变量的平稳性检验
变量的平稳性检验要求序列没有随机趋势或者确定性趋势，避免使用OLS 进行估计时产生伪回归现象。［6］判断的基本方法是单位根检验，单位根检验对于检验时间序列的平稳性非常重要，如果数据是非平稳的，则说明数据中包含单积成分，在估计之前需要进行差分。本文采用ADF 的方法对单位根进行检验，根据AIC 和SC 信息准则确定最佳滞后阶数，差分序列按照相应原则确定。
（二）VAR 模型
向量自回归（VAR ）是基于数据的统计性质建立模型,它把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的向量自回归模型。VAR 模型主要预测相互联系的时间序列系统和分析随机扰动对变量系统的动态冲击，解释各种经济冲击对经济变量的影响。
VAR 的一般表达式为y t =A 1y t -1+A 2y t -2+…+A N y t -N +Bx t +εt ，式子中的y t 是一个内生变量列向量，x t 是外生变量列向量，A 1，
A 2…A N ，
B 是待估系数矩阵，εt 是满足独立同分布的随机误差向量。
［6］
（三）VAR 模型的稳定性检验
对一个VAR 模型来说,检验其是否稳定,主要是检验它的全部特征根是否全部落入单位圆内。如果全部落入,则VAR 模型是稳定的；只要有一个特征根没有落入单位圆内，则VAR 模型是不稳定的。［6］
非稳定的VAR 模型不能
做脉冲响应函数分析。
（四）Granger 非因果性检验
当变量非平稳时，任何两个相互无关的变量可能产生虚假的因果关系，因此有必要对变量进行Granger 非因果性检验，以确定它们之间相互影响的方向。
［7］
由于检验结果
对滞后期的选择有时很敏感，不同的滞后期可能产生不同的结果，一般而言，要进行不同滞后期的检验，以模型中随机干扰项不存在序列相关的滞后期长度选择滞后期。针对
VAR 模型而言，Granger 非因果性检验实质上是检验一个变量的滞后期是否可以引入到其他变量方程中，一个变量如果受到其他变量的滞后影响，则称它们具有Granger 因果关系。
（五）脉冲响应函数分析与方差分解
脉冲响应函数刻画了内生变量对误差变化大小的反应。具体地说，用于衡量对随机干扰项加上一个标准差大小的冲击对内生变量当前值和未来值所带来的影响，从而揭示模型中各内生变量对冲击的响应。在VAR 模型中，当某一变量t 期的扰动项变动时，会通过内生变量之间的动态联系对t 期以后各内生变量产生一系列的相互作用，脉冲响应函数描述系统对冲击扰动在不同滞后期的动态反应。
［7］
方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化
（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。
（六）数据来源
本文重要研究工业化和城镇化与农民工资性收入之间的互动关系，在工业化和城镇化与农民工资性收入的关系研究中，工业化水平用第二产业中工业增加值占GDP 的比率表示，记为INDt ；城镇化水平用城镇人口占总人口比重指标衡量，记为URBt ；另外，直接从统计年鉴获得的农民财产性收入数据没有经过消费者价格指数的平抑，为避免通货膨胀或其他导致价格变化的因素带来的影响，对农民资产性收入用消费者价格指数平抑得出的数据记为
CCXSRt 。数据来源为历年《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》，因为《中国农村统计年鉴》中的农民财产性收入自
1993年开始有数据记载，为了保证数据的可得性，故选择1992年为基期，1993-2009为样本期。为消除平抑后数据中可能存在的异方差和避免因数据变化带来的剧烈波动，对各变量值取对数，记LNINDt 、LNURBt 和LNCCXSRt 分别为INDt 、URBt 和CCXSRt 的对数值；LNINDt 、LNURBt 和LNCCXSRt 相应的一阶差分序列表示为DLNINDt 、
DLNURBt 和DLNCCXSRt 。
四、实证分析与结果检验
（一）变量的平稳性检验运用
Eviews7.2软件对LNINDt 、LNURBt 、和
LNCCXSRt 的单位根进行ADF 平稳性检验，用AIC 和SC 信息准则检验结果如表1所示。
表1：变量的单位根检验
注：C 、T 分别表示截距项和时间趋势，K 代表滞后阶数，D 表示一阶差分。
由表1得知，LNINDt 、LNURBt 、LNCCXSRt 的ADF 检验统计量的值均大于5%置信水平下的临界值，在这种情况下不能拒绝原假设，即序列LNINDt 、LNURBt 、
变量(C ，T ，K)ADF 统计量5%临界值检验结果
LNINDt (C ，0，2)-1.841107-3.065585
非平稳LNURBt (C ，0，2)-0.781555-3.065585
非平稳LNCCXSRt (C ，0，2)-2.184894-3.065585
非平稳DLNINDt (0，0，1)-2.587478-1.966270
平稳DLNURBt (C ，0，3)-3.118197-3.098896
平稳DLNCCXSRt (C ，0，1)-5.732635-3.081002
平稳
LNCCXSRt 都存在单位根，是非平稳的。所以，将上述序列进行一阶差分进行单位根检验，结果显示DLNINDt 、
DLNURBt 、DLNCCXSRt 的ADF 检验统计量均小于5%置信水平下的临界值，即在5%的置信水平下不能拒绝原假设。也即是说，经过一阶差分后非平稳序列LNINDt 、
LNURBt 、LNCCXSRt 变为平稳序列DLNINDt 、DLNURBt 、DCCXSRt 。
（二）工业化、城镇化与农民工资性收入的VAR 模型由上，DLNINDt 、DLNURBt 、DCCXSRt 是平稳的，不存在单位根。所以可以使用该样本数据建立VAR(P 模型。滞后期P 的选择既要有足够数目的滞后项，也要有尽可能多的自由度，以保证检验结果的精确性。经过多次试验，将变量滞后期选择为2，见表2。
表2：
模型滞后阶数的选择
注：LR 、FPE 、AIC 、SC 、HQ 为5个滞后阶数评价指标，数字右上角带*表示对应列的评价指标认可的滞后阶数。
由表2可知，当选择滞后阶数为2时，5个评价指标中有4个认为应该建立VAR （2）模型。所以应该建立VAR （2）模型。
（三）模型的稳定性检验
对VAR 模型来说，检验其是否平稳主要是检验模型的特征根是否全部都落在单位圆中。如果特征根全部落入单位圆内，则模型是平稳的；只要有一个特征根没有落入单位圆内，模型是非平稳的。在VAR(2)中，进行模型的平稳性检验，得到模型的特征根分布图，如图1所示。
图1：VAR(2)模型的特征根图
由图1可知，VAR(2)模型的所有特征根都落在单位圆内，说明模型是稳定的，也就是农民财产性收入与工业化和城镇化有着长期稳定的关系。用方程表示DLNINDt 、
DLNURBt 、DLNCCXSRt 互动关系的VAR 模型如下：
从因变量是DLNINDt 的第1个方程看，DLNINDt 滞后2期的系数都为正数，说明滞后期的工业化促进当前期的工业化。DLNURB 滞后1期的系数为正数，2期系数为负，当DLNURBt(-1)、DLNURBt(-2)相等时，系数之和为正数，说明滞后期的城镇化对当前期的工业化有正向促进作用；DLNCCXSRt 滞后2期的系数均为正数，说明滞后期的农民财产性收入对当前期工业化有正向的促进作用。
从因变量是DLNURBt 的第2个方程看，DLNINDt 滞后2期的系数均为负数，说明滞后期的工业化对城镇化有反向作用，滞后期的城镇化发展抑制了当前期的城镇化发展；DLNURBt 滞后1期的系数为正，2期系数为负，当
DLNURBt(-1)、DLNURBt(-2)相等时，系数之和为正数，说明滞后期的城镇化发展对当前期的城镇化有正向促进的关系；DLNCCXSEt 滞后1期的系数为负数，滞后2期的系数为正，当DLNCCXSRt(-1)、DLNCCXSRt(-1)相等时，系数之和为正，说明滞后期农民财产性收入对当前期城镇化发展有正向促进作用。
从因变量为DLNCCXSRt 的第3个方程看，DLNINDt 滞后1期的系数为正，滞后2期的系数为负，当这2期的值相等时，系数之和为负，说明滞后期的工业化对当前期的农民财产性收入有反向作用，滞后期的工业化抑制了当前期的农民财产性收入增加；DLNURBt 滞后1期的系数为负，2期的系数为正，当DLNURBt(-1)、DLNURBt(-2)相等时，系数之和为正，说明滞后期的城镇化对当前期的农民财产性收入有正向的促进作用；DLNCCXSRt 滞后1期和2期的系数均为负，说明滞后期的农民财产性收入对当前期的农民财产性收入有反向的抑制作用。
（四）Granger 非因果性检验
结合VAR （2）模型，选择滞后期为2，对这三个变量进行Granger 因果关系检验。利用Eviews 软件可以得到如表
3的结果。从因变量为DLNINDt 的方程来看，不能拒绝
DLNURBt 不是DLNINDt 的Granger 原因，即接受
DLNURBt 不是DLNINDt 的Granger 原因，城镇化和工业
化的发展需要资源方面的竞争性，城镇化发展投入资源多
了，就会影响到工业化的投入，制约工业化的发展；不能拒
绝DLNCCXSRt 不是DLNINDt 的Granger 原因，也即接受
DLNCCXSRt 不是DLNINDt 的Granger 原因，从搜集的数
据上看，农民财产性收入增加的绝对量少，农民财产性收入增加会促进农民将有其追加到农业生产或者子女教育以及医疗方面的开支，对工业化发展并没有显著的促进作用。两者的联合检验接受DLNURBt 和DLNCCXSRt 不是
DLNINDt 的Granger 原因，即我国1993-2009的城镇化和农民财产性收入的增加对工业化没有显著的正向促进作
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 045.84025NA 4.42e-07-6.120036-5.983095-6.1327121111.440793.71498*1.43e-10-14.20582-13.65806-14.256522145.194112.606764.25e-11*-16.45630*-15.08689*-16.58306*
DLNINDT =0.118816336166*DLNINDT (-1)+0.0853937480644*DLNINDT (-2)+1.010*********DLNURBT (-1)-0.129046443254*DLNURBT (-2)+0.0414*********DLNCCXSRT(-1)+0.0206309008265*DLNCCXSRT(-2)-0.0412433370746(1)DLNURBT=-0.0587645187677*DLNINDT(-1)-0.0130446764345*DLNINDT(-2)+0.600148380735*DLNURBT(-1)-0.0704056302931*DLNURBT(-2)-0.00418018034262*DLNCCXSRT(-1)+0.0130112674603*DLNCCXSRT(-2)+0.0158190736185(2)DLNCCXSRT =0.473389513375*DLNINDT (-1)-1.61776896747*DLNINDT (-2)-18.2421431429*DLNURBT (-1)+22.2700635884*DLNURBT (-2)-
0.141586499831*DLNCCXSRT(-1)-0.0120641682974*DLNCCXSRT(-2)-0.0368289239112
(3)
用。
从因变量为DLNURBt的方程来分析，不能拒绝
DLNINDt不是DLNURBt的Granger原因，和上述
DLNURBt不是DLNINDt的Granger原因类似，两者竞争
资源导致两者并不存在相互的Granger因果关系；不能拒
绝DLNCCXSRt不是DLNURBt的Granger原因，即接受
DLNCCXSRt不是DLNURBt的Granger原因，农民财产性
收入的增加会削弱农民流动的动机，阻碍劳动力流动，影响
城镇化进程的发展。两者的联合检验接受DLNINDt和
DLNCCXSRt不是DLNURBt的Granger原因，说明工业化
和农民财产性收入的增加并没有显著地促进城镇化的发
展。
从因变量为DLNCCXSRt的方程来看，不能拒绝
DLNINDt不是DLNCCXSRt的Granger原因，即接受
DLNINDt不是DLNCCXSRt的Granger原因，工业化的发
展需要大量的劳动力和资金，对这方面资源的巨大需求使
得资源从农村向工业产区集聚的地区流动，减少了农村发
展需要的资源，从而工业化的发展是不利于农民财产性收
入的增加的；拒绝DLNURBt不是DLNCCXSRt的Granger
原因，也即接受DLNURBt是DLNCCXSRt的Granger原
因，说明农民可以更大程度地分享到城镇化发展的成果，增
加财产性收入，城镇化的发展有利于农民的财产性收入的
增加；两者的联合检验显著拒绝DLNINDt和DLNURBt不
是DLNCCXSRt的Granger原因，也即接受DLNINDt和
DLNURBt是DLNCCXSRt的Granger原因，说明工业化和
城镇化的共同、协调发展有利于提高农民的财产性收入。
（五）脉冲响应分析
脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量
的冲击给其他内生变量所带来的影响。利用上面建立的
VAR(2)模型，对变量DLNINDt、DLNURBt、和DLNCCXSRt
进行脉冲响应分析，分析结果见图2
图2DLNINDt、DLNURBt、和DLNCCXSRt的脉冲响应曲线
从图2可以看出，工业化对其自身的一个标准差反应
强烈，引起工业化比重迅速下降，第1年2.4%，第2年增长
率降为0.4%，以后逐年下降直至第5年下降至最低，约为-
0.2%，以后逐年上升但一直为负，
在第8年接近于0。工业化对来自
于城镇化波动的影响在第1年没
有响应，城镇化的波动对工业化
的累积效应为正，即我国的城镇
化对工业化有正向作用。工业化
对来自于农民财产性收入波动影
响在第1年没有响应，工业化对
来自于农民财产性收入的冲击，
开始表现出正向的增长，第2年
达到最大为0.5%，累积效应为正，说明农民财产性收入的
长期增长有助于我国工业化的发展。
对城镇化来说，城镇化对自身标准差的反应比较强
烈，第1年为0.7%，第2年下降为0.5%，至第3年降至约为
0.2%，第4年降为-0.1%，然后在0附近微弱波动。城镇化对
来自于工业化波动影响的响应在第1年为负，第2年降至
最低，随后各年在0附近波动，工业化对城镇化的累积效应
为负数，说明工业化对城镇化的累积效应为负向作用。城镇
化对来自于农民财产性收入波动影响的响应第1年为0，
第2年为负，第3、4、5年为正，第6年降为负值，以后各年
在0附近波动，农民财产性收入对城镇化的累积效应为微
弱的正向作用。
对农民财产性收入来说，农民财产性收入对自身的一
个标准差反应强烈，从第1年的13%迅速降为第2年的—
1%，随后各年在0上下波动，总体累积效应为正。农民财产
性收入对工业化波动影响的反应在第1、2年为正，第3年
降为负值，至第6年在0附近波动，工业化对农民财产性收
入的累积效应为正，说明工业化长期来看对农民财产性收
入增长有正向作用。农民财产性收入对城镇化波动的反应
在第1、2年为负，第3、4、5年为正，以后各年在0附近波动，
从整体上看，城镇化对农民财产性收入的累积效应为正，说
明长期城镇化发展对农民财产性收入增长有正向作用。
（六）方差分解
方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变
化（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲
击的重要性。［7］因此，方差分解给出对VAR模型中的变量
产生影响的每个随机扰动项的相对重要的信息。对建立的
VAR(2)模型进行方差分解可以得出方差分解曲线图，见图
3以及方差分解表，见表4
图3DLNINDt、DLNURBt、DLNCCXSRt的方差分解曲线
从工业化方差分解看，从第6年开始，方差分解基本
稳定，工业化受其自身冲击影响最大，占工业化变化率预测
误差的84%左右，城镇化的冲击占11%左右，农民财产性
收入的冲击占5%左右。由此可见，工业化对自身预测误差
的影响最大，城镇化次之，而农民财产性收入的影响最小。因变量为
DLNINDt
的方程
原假设统计量自由度P值
DLNURBt不是DLNINDt的Granger原因0.84746720.6545
DLNCCXSRt不是DLNINDt的Granger原因 1.42616020.4901
DLNURBt和DLNCCXSRt不是DLNINDt的Granger原因 2.12735940.7123
因变量为
DLNURBt
的方程
DLNINDt不是DLNURBt的Granger原因0.17145520.9178
DLNCCXSRt不是DLNURBt的Granger原因 2.88940420.2358
DLNINDt和DLNCCXSRt不是DLNURBt的Granger原因 3.07977440.5446
因变量为
DLNCCXS-
Rt的方程
DLNINDt不是DLNCCXSRt的Granger原因0.40008920.8187
DLNURBt不是DLNCCXSRt的Granger原因21.2168820.0000
DLNINDt和DLNURBt不是DLNCCXSRt的Granger原因26.1301840.0000
表3：DLNINDt、DLNURBt和DLNCCXSRt的Granger非因果性检验
DLNINDt DLNURBt DLNCCXSRt
Period DLNINDt DLNURBt DLNCCXSRt DLNINDt DLNURBt DLNCCXSRt DLNINDt DLNURBt DLNCCXSRt
1100.000.000.00 1.4298.580.0016.52 4.2479.24289.94 6.14 3.91 6.7392.950.329.5049.1641.34389.20 6.42 4.387.7590.69 1.568.1259.9731.92487.197.97 4.847.7790.64 1.589.2358.3932.38586.308.8 4.887.8590.50 1.868.9960.5830.43684.0111.24 4.757.9590.18 1.868.7061.8129.49783.9911.25 4.757.9790.18 1.858.6761.5429.79883.9311.27 4.807.9890.17 1.858.6061.5529.85983.8411.36 4.807.9890.14 1.898.5361.8829.591083.8111.39 4.807.9790.14 1.898.5261.8629.62
从城镇化方差分解看，从第6年开始，方差分解基本稳定，城镇化受其自身的影响最大，占城镇化预测误差的
90%左右，工业化的影响占8%左右，农民财产性收入的影响占2%左右。
从农民财产性收入方差分解看，从第6年开始方差分解基本稳定，农民财产性收入受城镇化冲击影响较大，约占预测误差的62%，受其自身冲击影响次之，约占30%左右，受工业化影响最弱，约占9%左右。
五、结论和政策建议
（一）城镇化是提高农民财产性收入的主要动力
1.农民财产性收入对其自身有正向的促进作用，影响约占30%左右；对工业化和城镇化也有正向的促进作用，影响约占5%和2%左右；农民财产性收入受城镇化的影响最大，约占60%左右，受工业化的影响约占9%左右。这可以归因于农民财产性收入的增加有利于农民拓展财产的渠道，但由于财产性收入绝对数量较少，对工业化、城镇化的促进作用还很微弱。我国的工业产业主要集中在大中城市，因此工业化的发展对农民财产性收入增长的促进作用并不十分明显。
2.工业化对自身有正向的促进作用，影响约占84%左右，对城镇化和农民财产性收入也有正向的促进作用，影响分别为8%和9%左右，但对两者的影响均不大。这主要是由于工业化与城镇化争夺发展资源，工业化过度、超前发展与农业现代化有不相适应的一面，和与农业竞争高素质劳动力、资金和土地等生产要素造成的。
3.城镇化对自身有较强的正向影响作用，约占90%左右，对工业化和农民财产性收入有正向的促进作用，对工业化影响约为11%，对农民财产性收入的影响最为明显，约占
60%左右。城镇化发展进程快，农民财产性收入越高，我国城镇化的发展能够很好吸收农村的剩余劳动力，利用农民的资金和其他资产，对农民财产性收入的增加促进作用较强。
（二）以新型城镇化建设为契机全方位提高农民财产性收入
1.进一步扎扎实实地推进城镇化，首先探索农民以土地形式入股的有效方式和途径，推进农村社区股份合作社改革，发展土地股份合作社，推进多样化的富民合作社，增加农民的财产性收入。其次进行土地制度创新，完善农村产权制度建立适应农村经济发展的农村土地使用权流转制度。深入贯彻“城乡建设用地指标挂钩”等政策，在缓解土地
资源瓶颈的同时，保障农民的基本利益，通过增加农民宅基地收入、加强对农民的现金补偿等多渠道促进农民的财产性收入。
［8］
2.进一步调整工业产业的内部结构和发展模式。目前，集体建设用地与国有建设用地不同权、不同价，制约了农民依靠集体工业用地增加财产性收入。所以要促进农村土地经营权流转，增加农民基于土地的财产性收入，使得工业化为
农民财产性收入增长提供更多的支持，真正实现工业反哺
农业。
3.促进工业化、城镇化与农民财产性收入协调发展，加快提高农民财产性收入。首先深化改革农村土地承包经营权、集体林地经营权和林木所有权，同时鼓励农民就业和创业，既有利于工业化和城镇化的发展，也有利于农民财产要素参与生产过程，提高农民财产性收入。其次，推进农村金融体制的改革发展，金融机构应该重视农村金融理财工作，增强农村金融的服务能力，着力于加快适应农民需要的农村金融产品和服务方式的创新，使交易产品多样化，更要注重培养和增强农民投资的理财观念，增加农民资金的财产性收入。
4.树立以农民为本思想，加快农村改革，拓宽农民财产性收入的增收渠道，加快农民的财富积累。农民财产性收入依赖于农村体制机制，首先，加快户籍制度改革、建立城乡公平的收支体系、建立城乡公平的就业制度、工资制度和城乡统一的社会保障制度。其次，改革和完善农村教育制度以及农村行政管理体制，让农民有更多的权利、机会分享工业化和城镇化发展成果。［9］
参考文献：
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责任编辑
王友海
注：表中数据保留小数点后两个有效数字。
表4：DLNINDt 、DLNURBt 、DLNCCXSRt 的方差分解表
城镇化、城乡二元结构对城乡收入差距影响分析 为探讨城镇化、城乡二元经济结构对城乡居民收入差距的影响，以城镇化率、城乡二元经济结构相关系数作为研究变量，结合湖北省1985～2010年的时间序列数据，运用动态计量分析方法，对城镇化、城乡二元结构对城乡收入差距的影响关系进行了检验和分析。结果发现，城镇化水平的提高未能缩小城乡收入差距；城乡二元经济结构的弱化有利于城乡收入差距的缩小。 标签：城镇化；城乡收入差距；二元经济结构；湖北省 1引言 改革开放以来，我国的经济发展和社会改革取得了举世瞩目的成就，但与此同时城乡居民收入差距却越来越大。就湖北省而言，城乡收入差距从1981年的1.67：1持续扩大到2010年的2.75：1。考虑到城市居民享受的社会保障和部分高收入阶层不透明的灰色收入，我国的城乡居民收入差距应该还会更大。城乡居民收入差距继续扩大成为困扰我国改革和发展的一大社会难题，并直接影响着社会主义和谐社会的构建。城乡收入差距的变迁是由众多因素综合作用的结果，其中城镇化和城乡二元经济结构是其中不可忽视的两个重要因素。 2研究方法与变量选择 2.1研究方法 向量自回归（V AR）是西姆斯（C.A.Sims）提出的使用系统中的每一个内生变量作为系统中所有内生变的滞后值的函数来构造模型，用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。本文考虑将城镇化、城乡二元经济结构引入向量自回归模型，综合考虑这些因素对城乡居民收入差距的影响，它们之间的V AR模型的数学表达式可以表示为： lngapt=αlnurbt+βlndlt+γllndclt+C+εt（1） 式（1）中，t表示时间变量；urb表示城镇化水平；dl、dcl、gap分别表示城乡二元对比系数、城乡二元反差系数和城乡居民收入比，其它未纳入的变量和不可观测的因素作为残差ε。 进行实证分析的目的是考察城镇化、城乡二元结构对城乡收入差距的影响，本文采用分析步骤如下：首先，建立向量自回归（V AR）模型，检验变量之间是否存在着协整关系，以揭示城镇化、城乡二元结构与城乡收入差距之间的长期均衡关系；然后，进行脉冲响应分析和方差分解，较为量化地看到城镇化、城乡二元结构与城乡收入差距的相对影响及其效应随时间变化的过程。
新型城镇化对浙江省城乡收入差距的影响研究摘要：随着我国城镇化进程的加快，城乡收入差距的问题也逐渐引发人们关注。2014年浙江省城乡收入比是2.11，虽然比全国平均水平低，但是与其他东部沿海的省市相比，城乡收入差距相对来说还是比较大，而如果考虑到城镇居民享受到的各项公共服务、保障制度等，那么城乡之间的差距会更大。因此，本文针对新型城镇化对城乡收入差距的影响进行理论分析和实证检验，为浙江省新型城镇化的发展，促进城乡一体化发展，实现城乡基础设施一体化和公共服务均等化,促进经济社会发展，实现共同富裕提供一些建议。 关键词：浙江；城镇化；城乡收入；对策 Study on the Influence of New Urbanization on the Income Gap between Urban and Rural Areas in Zhejiang Province Abstract: With the accelerated process of urbanization in China, the problem of urban-rural income gap has gradually attracted people's attention. In 2014, the urban-rural income ratio of Zhejiang Province was 2.11, although it was lower than the national average. However, the income gap between urban and rural areas was relatively large compared with other provinces and cities in the eastern coastal areas. If the urban residents Services, security system, then the gap between urban and rural areas will be greater. Therefore, this paper analyzes the impact of the new urbanization on the urban-rural income gap, analyzes the development of the new urbanization in Zhejiang Province, promotes the integration of urban and rural areas, integrates urban and rural infrastructure and equalization of public services, promotes economic and social Development, to achieve common prosperity to provide some suggestions. Keywords:Zhejiang Province; urbanization; urban and rural income; countermeasures
城镇化发展与城乡收入差距变化的关联性分析 摘要：城乡收入差距日益扩大。城镇化显著影响收入差距。本文实证分析了城镇化与收入差距之间的联系，发现泰尔指数与城镇化率之间存在着长期均衡关系，短期关系不明显。提出缩小收入差距推进新型城镇化建设的建议。 关键词：收入差距；城镇化；泰尔指数一、前言 我国收入分配不平衡日益凸显，收入差距扩大是大趋势，城乡收入差距拉大最令人关注。目前，我国已成为世界上城乡收入差距最大的国家之一。考虑城镇社会保障福利，城乡收入差距的情况更严重。 二、文献综述 城镇化与城乡收入差距的研究。一是刘易斯等从理论上论证了城镇化对城乡差距具有缩小作用。潘文轩、曹裕、贺建清等得出城镇化在短期和长期缩小城乡收入差距。二是城镇化拉大城乡收入差距。谢云得出随着城镇化水平的提高，城乡收入差距逐步拉大。三是城镇化短期拉大城乡收入差距，长期缩小直至消除差距。吴先华发现城镇化长期通过影响市民化缩小城乡收入差距，短期与城乡收入差距呈正向关系。四是符想花研究表明：时间数据，城乡收入差距与城镇化正相关，横截面数据，各地区差距与城镇化负相关。
前人研究单从城镇化研究收入差距研究较少，多数实证研究未对城镇化与收入差距的关系进行探讨。 三、城乡收入差距的现状分析与理论分析 （一）收入差距的现状分析 城乡收入差距大体上分为几个阶段来分析： 1、（1978-1984），差距呈缩小趋势。 2、（1985-1993），差距呈扩大趋势。 3、（1994-1998），差距呈缩小趋势，农村收入增速高于城镇。 4、（1999-2015），差距再次扩大。 （二）城乡收入差距的理论分析 1、要素价格影响收入差距。要素价格决定收入差距大小，劳动报酬偏低是主要原因。劳动力相对过剩，工薪收入普遍偏低。其次，我国资本市场不完善，高收入者的投资使收入增速快于低收入者，地价收入远超劳动，造成收入差距进一步扩大。 2、经济发展、自然环境与产业结构影响城乡收入差距。资源、环境以及交通等条件不均衡。农村还以农业为主，农产品需求弹性小，农业增长必落后第二、三产业发展，导致了城乡收入增速不同，拉大收入差距。 3、城乡二元经济与户籍制度影响城乡收入差距。之前，国家优先发展重工业，农村发展受阻，农村劳动力向城市转移。城乡户籍制度，阻碍劳动力转移，社会保障制度不均衡，导致城乡收入差距扩大。 4、财政投入与政策性倾向影响城乡收入差距。财政支出用于农村较少。改革开放初期，我国经济发展
城乡收入差距与城市化进程的关系 潍坊市统计局农调队孟祥太 统筹城乡发展的首要任务就是增加农民的收入，缩小城乡居民收入的巨大差距。但是，城乡居民收入差距的存在，将会有利于吸引更多的农业人口转移到城市来，以加快我国的城市化进程。在科学发展观的指导下，如何处理城乡居民收入差距和城市化进程的关系，将会受到各级领导乃至全社会的高度关注。 一、城乡居民收入差距仍然继续扩大 从1985年到2008年全国城乡居民收入由1.86：1扩大到3.31：1，城镇居民可支配收入的年平均发展速度以高于农民纯收入 2.84个百分点的速度增长，城乡居民收入相差绝对额达到了11020元。潍坊城乡居民收入差距低于全国、全省平均水平，但城乡居民收入比也由1985年的1.69：1 扩大到2008年的2.22：1（详见表1）。 表1： 1985—2008年城乡居民收入比较
虽然比较城乡居民收入差距通常用城镇居民人均可支配收入和农民人均纯收入两个指标，但是，这两个指标的内涵是不一样的。城镇居民人均可支配收入主要用于消费和储蓄，而农民人均纯收入除用于消费和储蓄以外，还有一部分要用于扩大再生产的支出，这部分大约要占到家庭支出总额的30％左右，这样一来，城乡收入差距就更大。根据国际经验，处于工业化进程中的国家，城乡收入差距一般在1.5倍。显然我国目前的城乡收入差距，大大高于国际水平。 二、潍坊城乡居民收入差距在全省的位次 2008年，潍坊城乡居民收入比在全省居第2位，仅次于威海。全省城乡居民收入比最大的是临沂，为3.18：1；城乡居民收入相差绝对额最大的是济南，达13622元（详见表2）。 潍坊城乡居民收入差距比较小，主要是潍坊的城镇居民人均可支配收入偏低，居全省第12位，比居第1位的济南相差5111元；潍坊农民人均纯收入7072元，居全省第6位，比居第一位的青岛相差1437元。但这也表明潍坊在统筹城乡经济社会发展上是得力的，较好地实现了城市和农村的协调发展。 表2 2008年全省城乡居民收入差距情况
《当代经济》２００７年第１１期（上） 【摘要】城镇化水平与城乡居民收入差距存在着密切关系，即城镇化水平越高，城乡居民收入差距越小；城镇化水平越低，城乡居民收入差距越大。因此，要缩小城乡居民收入差距，就必须提高城镇化水平，特别是提高中西部省份的城镇化水平。本文主要运用统计学中的回归分析方法来阐述这一观点。 【关键词】城镇化水平收入差距 相关性 回归分析 一、问题的提出 党的十六大报告指出，“农民收入增长缓慢，城乡差别扩大是当前经济发展中的突出问题”。中国社会科学院经济研究所《中国收入分配与公共政策》课题组（２００３）研究结论认为：（１）中国城乡收入差距世界最高（考虑非货币因素）；（２）城乡收入差距仍然在扩大；（３）落后地区城乡收入差距最为明显。城乡居民收入差距问题已经成为我国当前甚至今后一段时期内经济社会发展的主要问题和突出矛盾，为未来经济社会的全面、协调、可持续发展抹下了浓浓的阴影。目前，我国正在全面建设小康社会，加速推进城镇化进程，增加农民收入，是其重要任务。完成这一伟大的历史任务，重点难点都在农村，关键在于增加农民收入，缩小城乡居民收入差距，而这不仅取决于整个经济的发展，而且也取决于城镇化进程。为此，需要加强对城镇化与城乡居民收入差距变化关系的深入研究。 二、城镇化水平与城乡居民收入差距相关性的实证分析１、 数据选取。为了考察我国城镇化水平与城乡居民收入差距的相关性，本文选择全国城镇人均可支配收入与农村人均纯收入的比率（来代表城乡居民收入差距）及城镇人口占总人口的比例（来代表城镇化水平）这两个指标，具体数据如表 １。 ２、 城镇化水平与城乡居民收入差距的回归分析。回归分析是对具有相关关系的现象，根据关系的形态，选择一个合适的数学模型，来近似的表达变量的平均变化关系的方法，这个数学模型称为回归方程。为了更全面考察城镇化水平与城乡居民收入差距之间的关系，可以利用表１的数据进行回归分析。 （１）２０世纪８０年代，城镇化水平与城乡居民收入差距的回归分析。首先对１９７８－１９９０年的数据进行回归分析，计算结果如表２。 从以上计算结果可知：２０世纪８０年代我国城镇化水平的变化与城乡居民收入差距变化的相关性不显著，相关系数Ｒ的值为０．３７９５，为低度线形相关。从Ｒ２和调整后的Ｒ２来看， 回归方程的解释能力只有１４．４％，经调整后的解释能力仅有６．６２％。 从Ｆ检验值来看，Ｆ检验值很小，仅为１．８５０４，说明城镇化水平与城乡居民收入差距之间有微弱线性相关关系，可近似地看成没有线性相关关系。这说明在２０世纪８０年代我国 城镇化水平与城乡居民收入差距的相关性问题研究 ○龚新蜀 王雪锋 （石河子大学经济贸易学院 新疆 石河子 ８３２０００） 宏观经济 回归方程 相关系数Ｒ Ｒ２调整后的Ｒ２Ｆ检验值 Ｙ＝２．８７６７－０．０３１８Ｘ （５．３９４）（－１．３６０２） ０．３７９５０．１４４ ０．０６６２１．８５０４ 年份 城镇人均可支配收入（元） 农村人均纯收入（元） 城乡居民人均收入比率 城镇化水平（％） １９７８３４３．４１３３．６２．５７１７．９２１９７９３８７１６０２．４１１８．９６１９８０４７８１９１２．５０１９．３９１９８１４９２２２３２．２０２０．１６１９８２５２７２７０１．９５２１．１３１９８３５６４３１０１．８１２１．６２１９８４６５１３５５１．８３２３．０１１９８５７３９３９８１．８５２３．７１１９８６９００４２４２．１２２４．５２１９８７１００２４６３２．１６２５．３２１９８８１１８１５４５２．１６２５．８１１９８９１３７６６０２２．２８２６．２１１９９０１５１０６８６２．２０２６．４１１９９１１７０１７０９２．３９２６．９４１９９２２０２７７８４２．５８２７０４６１９９３２５７７９２２２．７９２７．９９１９９４３４９６１２２１２．８６２８．５１１９９５４２８３１５７８２．７１２９．０４１９９６４８３９１９２６２．５１３０．４８１９９７５１６０２０９０２．４６３１．９１１９９８５４２５２１６２２．５０３３．３５１９９９５８５４２２１０２．６４３４．７８２０００６２８０２２５３２．７８３６．２２２００１６８６０２３６６２．８９３７．６６２００２７７０３２４７６３．１１３９．０９２００３８４．７２２６２２３．２３４０．５３２００４９４２２２９３６３．２０４１．７６２００５ １０４９３ ３２５５ ３．２２ ４２．９９ 表１１９７８－２００５年城镇居民人均收入增长率及城乡人 均居民收入比率 表２ ９０
中国城市化对城乡收入差距影响的实证研究 ——基于省际panel date模型的分析 饶斌 （兰州大学经济学院兰州730000） Email:raob07@https://www.doczj.com/doc/6118190710.html, 摘要：城市化对城乡收入差距的影响历来是发展经济学争论的热点和难点，本文基于城市化与城乡收入差距的理论模型，利用1985年-2006年间省际面板数据对我国城市化与城乡收入差距进行回归分析与检验，实证研究结果表明：总体上城市化有利于缩小城乡收入差距。所以，我国积极的促进城市化的发展将会取得缩小城乡收入差距的效果。最后，鉴于城市化的发展对城乡收入差距的影响具有两面性，一方面，城市化有利于缩小城乡收入差距，另一方面，城市化也会进一步扩大城乡收入差距，因此作者提出了一些如何在加快城市化发展的同时又能缩小城乡收入差距的政策建议。 关键词：城市化；城乡收入差距；面板数据 改革开放30年以来，我国的国民经济取得了长足的发展。城市化进程迅速推进，城市化率由1978年的17.9%上升到2006年的43.9%。城乡居民收入水平持续提高，名义国内生产总值28年（1978-2006）增长了58.11倍，年均增长率为15.63%，人均国内生产总值（名义）也增长了42.22倍，年均增长14.38%。扣除物价因素，2006年GDP是1978年的13.399倍，年均增长9.71%，人均GDP为1978年的9.729倍，年均增长8.45%。然而，在我国经济建设取得了举世瞩目成就的同时，城乡收入差距也不断扩大，城乡收入比从1978年的2.57：1扩大到2006年的3.28：1，城乡消费支出比从2.68：1增加到3.07：1，日益扩大的城乡收入差距已成为我国居民总体收入差距不断扩大的重要原因。① 1.文献回顾 中国城市化和城乡差距之间的关系历来是经济学研究的热点和难点。目前，中国城乡收入差距对城市化影响的讨论已基本达成共识，即在中国，城乡收入差距的扩大加快了城市化进程，这可由Kevin Honglin Zhang等人（2003）[1]的实证研究看出，他们证明了中国的城乡收入差距促进了城乡之间劳动力的流动，从而提高了城市化水平。但是，对于城市化对城乡收入差距的影响还存有争议。争议主要存在三种不同的结论：第一种是，中国的城市化发展有利于缩小城乡收入差距，如程开明（2008）[2]、陆铭和陈钊（2004）[3]等人经过实证分析得出中国城市化有利于缩小城乡收入差距，而苏雪串（2002）[4]也认为中国城市化滞后制约了农民收入增长，是造成城乡收入差距悬殊的根本原因，提出要积极促进城市化发展来缩小城乡收入差距。第二种是，中国的城市化发展将扩大城乡收入的差距，如陈迅、童华建（2007）[5]经过实证分析得出中国城市化与城乡收入的差距成正比关系。第三种是，中国城市化发展对城乡收入差距的影响并不确定，如林毅夫、刘明兴（2003）[6]利用1981年-1997年省际面板数据，从经济发展的战略角度探讨城乡收入差距的影响因素时发现，城市化对城乡收入差距的影响并不确定。 本文先介绍中国城市化的历史进程与城乡收入差距的演变历程，在此基础上阐述中国的城市化进程对城乡收入差距的影响，并根据实证分析及结果，得出相关的结论及政策启示。 ①本文中的数据均来自于历年《中国统计年鉴》或者根据历年《中国统计年鉴》上的相应数据计算而得