城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入影響的協(xié)整分析

1、城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入影響的協(xié)整分析左鵬飛 曹榮榮 云南民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院【摘 要】城鎮(zhèn)化是現(xiàn)代化應(yīng)有之義和基本之策。為探討城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入的影響，本文采用協(xié)整分析方法、建立長(zhǎng)期均衡模型和短期非均衡模型對(duì)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民各種收入之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明城鎮(zhèn)化與農(nóng)民各種收入之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民純收入、農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入和農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入中的第一產(chǎn)業(yè)性收入存在長(zhǎng)期顯著影響，而對(duì)家庭經(jīng)營(yíng)性收入中的第二、第三產(chǎn)業(yè)性收入影響不顯著，但短期中，城鎮(zhèn)化與農(nóng)民各種收入之間可能存在一定的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但這種負(fù)相關(guān)不顯著。因此，城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收具有重要意義，建議未來城鎮(zhèn)化發(fā)展中應(yīng)更多地注重長(zhǎng)期政策

2、，關(guān)注農(nóng)民切身利益，加速工業(yè)和服務(wù)業(yè)在農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展，使工業(yè)和服務(wù)業(yè)惠及農(nóng)村居民?！娟P(guān)鍵詞】城鎮(zhèn)化 農(nóng)民收入 協(xié)整分析 一 引言改革開放以來，黨和政府歷來高度重視三農(nóng)問題。從1982年至今，國(guó)家出臺(tái)的關(guān)于三農(nóng)問題的一號(hào)文件有共十四個(gè)，從2005年至今，我國(guó)連續(xù)8年的一號(hào)文件都是與三農(nóng)問題相關(guān)。在國(guó)家對(duì)農(nóng)村的大力支持下，農(nóng)村事業(yè)得到極大發(fā)展，農(nóng)村居民的人均純收入也由1978年134元增加到2011年的6977元，提高了約52倍。然而，就目前而言，我國(guó)農(nóng)民整體收入水平不高，如何增加農(nóng)民收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距，就成為各級(jí)政府面臨的一項(xiàng)重要議題。自20世紀(jì)90年代末期開始，我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)入快速發(fā)展階段，

3、國(guó)家也將城鎮(zhèn)化作為調(diào)整和改善經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量以及解決三農(nóng)問題的重要途徑。我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程不斷加快，1978年我國(guó)城鎮(zhèn)化率僅為17.92%，2011年已達(dá)到51.27%，年均提高1.01個(gè)百分點(diǎn)。根據(jù)國(guó)際社會(huì)和國(guó)內(nèi)發(fā)達(dá)省市經(jīng)驗(yàn)，城鎮(zhèn)化的逐步推進(jìn)，可以吸收一定量的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，促進(jìn)農(nóng)民就業(yè)，對(duì)農(nóng)民增收也具有相當(dāng)大的影響，因此城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入之間應(yīng)該具有某種必然的關(guān)系。本文采用我國(guó)的歷史數(shù)據(jù)，利用計(jì)量軟件，通過協(xié)整分析方法，對(duì)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民各種收入之間的關(guān)系進(jìn)行研究，驗(yàn)證城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入的影響是否顯著，以及城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。二 文獻(xiàn)回顧關(guān)于城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入之

4、間的關(guān)系，國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者都進(jìn)行過研究。劉易斯（1954）提出了著名的二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展模型，主張通過城鎮(zhèn)來吸收農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、增加農(nóng)民收入。城市經(jīng)濟(jì)學(xué)家K J 巴頓（1984）認(rèn)為城鎮(zhèn)產(chǎn)生的聚集經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，可以集聚市場(chǎng)、資源，創(chuàng)造出更大的需求進(jìn)而帶動(dòng)農(nóng)村地區(qū)發(fā)展。世界銀行（1997）發(fā)布的發(fā)展報(bào)告中，也顯示高城鎮(zhèn)化率的國(guó)家或地區(qū)，農(nóng)民收入相對(duì)高于低城鎮(zhèn)化率國(guó)家或地區(qū)。國(guó)內(nèi)也有許多學(xué)者對(duì)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入之間的關(guān)系進(jìn)行研究，馬曉河（2004）從戰(zhàn)略的角度看待城鎮(zhèn)化的發(fā)展，他認(rèn)為解決三農(nóng)問題，增加農(nóng)民收入，除了要有短期的對(duì)策，更要有長(zhǎng)期的戰(zhàn)略思想，應(yīng)該把重點(diǎn)放在提高城鎮(zhèn)

5、化水平上。胡鞍鋼（2003）通過計(jì)算得出城鎮(zhèn)化有利于農(nóng)村勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和增加居民消費(fèi)總額，因而他認(rèn)為加速城鎮(zhèn)化是解決三農(nóng)問題的根本途徑。宋元梁和肖衛(wèi)東（2005）運(yùn)用動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)進(jìn)行了實(shí)證分析，研究表明，我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在著較強(qiáng)的正向交互響應(yīng)作用，而且其長(zhǎng)期的響應(yīng)作用程度更顯著、更穩(wěn)定。厲以寧（2012）認(rèn)為，城鎮(zhèn)化進(jìn)程需要新建大量的基礎(chǔ)設(shè)施將給民營(yíng)企業(yè)提供大量的投資機(jī)會(huì)，對(duì)農(nóng)民進(jìn)城就業(yè)、增加農(nóng)民收入都很有幫助。就目前來看，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)城鎮(zhèn)化的研究集中于城鎮(zhèn)化對(duì)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)村發(fā)展這兩個(gè)方面的影響，國(guó)內(nèi)許多學(xué)者也對(duì)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入之間

6、的關(guān)系進(jìn)行了研究，本文與前人的不同之處在于細(xì)化了城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入的影響，研究了前人沒有研究的城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入中三次產(chǎn)業(yè)性收入的分別影響。二 城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入變化我國(guó)城鎮(zhèn)化水平自1996年超過30%以后，十六年間，城鎮(zhèn)化處于快速發(fā)展階段，年均提高1.33個(gè)百分點(diǎn)。近幾年來，城鎮(zhèn)化更是進(jìn)入高速發(fā)展軌道，2010年我國(guó)城鎮(zhèn)化率為49.68%，2011年更是超過50%。當(dāng)前普遍認(rèn)為，我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程正處在快速發(fā)展階段，并且這種快速發(fā)展趨勢(shì)還將保持較長(zhǎng)一段時(shí)間。對(duì)照表1所示的1998年和2009年的世界范圍內(nèi)人均收入水平與城鎮(zhèn)化的關(guān)系，很容易發(fā)現(xiàn)兩點(diǎn)：第一，城鎮(zhèn)化率相對(duì)較高的國(guó)家，

7、人均GDP 也相對(duì)較高；第二，世界城鎮(zhèn)化率從1998年的46%上升到2009年的56%，伴隨全球范圍內(nèi)的城鎮(zhèn)化率水平的提高，各國(guó)的人均GDP 也有一定的提高。因而，從全球來看，城鎮(zhèn)化與人均GDP 之間存在一種正相關(guān)關(guān)系。另外根據(jù)國(guó)內(nèi)各省市的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)2010年農(nóng)民純收入進(jìn)行排名，排列在前十的省市（見表2），如上海、北京、天津等地城鎮(zhèn)化率遠(yuǎn)高于平均水平，其他省市也都具有相對(duì)較高的城鎮(zhèn)化率。表1 人均收入水平與城鎮(zhèn)化之間關(guān)系1998 2009人均GDP 城鎮(zhèn)化水平 人均GDP 城鎮(zhèn)化水平（美元）（%） （美元）（%）低收入國(guó)家35 中等收入國(guó)家67 中下等收入國(guó)家63 中上等收入國(guó)家77 中

8、低收入國(guó)家48 高收入國(guó)家78 83 世界平均46 56國(guó)家類型資料來源：根據(jù)World Bank WDI Database中有關(guān)數(shù)據(jù)整理所得表2 2010年中國(guó)農(nóng)民純收入排名?。ㄊ校?上海北京浙江天津 江蘇 廣東福建山東遼寧排名89純收入（元）1397813262113036908城鎮(zhèn)化（%）88.986.061.649.762.2資料來源：根據(jù)各省市2011年統(tǒng)計(jì)年鑒中有關(guān)數(shù)據(jù)整理吉林10623753.323三 實(shí)證分析1樣本選擇與分析方法國(guó)內(nèi)和國(guó)外的相關(guān)數(shù)據(jù)都表明，城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入具有重要影響。為了定量化農(nóng)民收入增長(zhǎng)與城鎮(zhèn)化水平之間的關(guān)系，本文采用農(nóng)民人均年純收入（CSR ）作為衡量農(nóng)民

9、收入的指標(biāo)。對(duì)于衡量城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的城鎮(zhèn)化率（CZH ），本文采用城鎮(zhèn)人口在總?cè)丝谥械谋戎貋肀硎?。為了更深入研究城?zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入的影響，本文還選取占據(jù)農(nóng)民收入中主要部分的家庭經(jīng)營(yíng)性收入（JTJY ）作為研究對(duì)象，家庭經(jīng)營(yíng)性收入（JTJY ）中包括三種類型收入：第一產(chǎn)業(yè)性收入（YICHAN ），主要指來源于農(nóng)林牧漁等方面獲取的收入；第二產(chǎn)業(yè)性收入（ERCHAN ），主要是指農(nóng)民從工業(yè)和建筑業(yè)方面所獲得的收入；第三產(chǎn)業(yè)性收入（SANCHAN ），指交通、運(yùn)輸、批發(fā)、零售等服務(wù)業(yè)方面所獲得收入。所選取的數(shù)據(jù)來自歷年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，時(shí)間跨度為19842010年，樣本變化趨勢(shì)圖見圖1。通過簡(jiǎn)單的相關(guān)分析，

10、可得到城鎮(zhèn)化水平與各變量之間的相關(guān)系數(shù)（見表3）。根據(jù)所得結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平與各變量之間具有很高的相關(guān)系數(shù)。為了進(jìn)一步確定城鎮(zhèn)化水平對(duì)各種農(nóng)民收入是否有顯著影響，是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，各種農(nóng)民收入對(duì)城鎮(zhèn)化的長(zhǎng)期與短期彈性是多大，本文采用時(shí)間序列分析方法，對(duì)各變量進(jìn)行協(xié)整分析，建立了長(zhǎng)期均衡模型和短期非均衡模型。 表4 城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民各種收入序列的ADF 檢驗(yàn)檢驗(yàn)類型 臨界值變量 ADF 值 結(jié)論（c ，t ，n ）（a 0.05）LCZH c ，t ，12.4127 3.6032非平穩(wěn) d LCZH c ，0，11.9282 2.9862非平穩(wěn) dd （LCZH ） （0，0，1

11、）5.1751 1.9557平穩(wěn)，（I2）LCSR c ，t ，12.7534 3.6032非平穩(wěn) d CSR c ，0，12.54571 2.9862非平穩(wěn) dd LCSR 0，0，14.6210 1.9557平穩(wěn)，I2LJTJY （c ，t ，1）2.0260 3.6032非平穩(wěn) d LJTJY c ，0，12.6020 2.9862非平穩(wěn) dd LJTJY 0，0，13.8039 1.9557平穩(wěn)，I2）LYICHAN c ，t ，12.2630 3.6032非平穩(wěn) d （LYICHAN ）（c ，0，1）2.6852 2.9862非平穩(wěn) dd LYICHAN 0，0，15.2670 1

12、.9557平穩(wěn)，I2LERCHAN c ，t ，11.8764 3.6032非平穩(wěn) d LERCHAN c ，0，13.2710 2.9862平穩(wěn)，I1LSANCHAN （c ，t ，1）2.1909 3.6032非平穩(wěn) d LSANCHAN c ，0，15.6604 2.9862平穩(wěn)，I1注：（1）表中d 是指各變量的一階差分，dd 是指各變量的二階差分；（2）檢驗(yàn)類型中的c 、t 、p 分別表示常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)、滯后階數(shù)；（3）表中滯后階數(shù)均為1階，是依據(jù)AIC 和SC 準(zhǔn)則進(jìn)行選擇的；（4）5%均指顯著水平。3變量的協(xié)整關(guān)系分析經(jīng)過ADF 檢驗(yàn)，根據(jù)協(xié)整分析的理論，可知城鎮(zhèn)化對(duì)數(shù)序列與農(nóng)民

13、人均純收入、農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入中第一產(chǎn)業(yè)性收入的對(duì)數(shù)序列均可能存在（2，2）階協(xié)整關(guān)系，而城鎮(zhèn)化與家庭經(jīng)營(yíng)性收入中的第二、三產(chǎn)業(yè)性收入不存在協(xié)整關(guān)系。通過協(xié)整分析方法，可以使差分后序列中的關(guān)于總量的長(zhǎng)期信息得以呈現(xiàn)。對(duì)兩個(gè)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系可采用Engle 和Granger 在1987年提出的E G 兩步法進(jìn)行檢驗(yàn)。經(jīng)過對(duì)模型LCSR t = C+ LCZH t + ut 的估計(jì)，得到如下估計(jì)模型（括號(hào)內(nèi)為t 統(tǒng)計(jì)量，下同）:LCSR t = -4.576+ 3.403LCZHt （-7.09） （18.51）R 2=0.932，2=0.929，D . W . =0.15

14、 （*） 圖1 城鎮(zhèn)化與農(nóng)民各種收入變化趨勢(shì)由于所估計(jì)的模型（*）的D.W. 值0.15，因而存在正的表3 相關(guān)性分析表序列相關(guān)性，序列相關(guān)性會(huì)導(dǎo)致模型的參數(shù)估計(jì)量非有效、人均純 家庭經(jīng)營(yíng)性第一產(chǎn)業(yè)性第二產(chǎn)業(yè)性第三產(chǎn)業(yè)性顯著性檢驗(yàn)失去意義，進(jìn)而模型預(yù)測(cè)失效。采用時(shí)間序列數(shù)收入 收入 收入 收入 收入據(jù)作為樣本時(shí)，往往存在序列相關(guān)性，通常利用科克倫奧城鎮(zhèn)化科特迭代法（C O 迭代法）進(jìn)行處理。經(jīng)過運(yùn)算得到：水平LCSR t =2.986+2.968LCZH t +1.571AR (10.686AR (22ADF 檢驗(yàn)（1.57） （5.67） （10.3） （4.54）時(shí)間序列數(shù)據(jù)一般具有一種內(nèi)

15、在的隨時(shí)間推移而呈現(xiàn)R 2=0.99, =0.99, D . W . =1.8 （1） 一致的變化趨勢(shì)，即非平穩(wěn)現(xiàn)象。在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)生活中，實(shí)其中，AR （1）、AR （2）代表隨機(jī)干擾項(xiàng)的1、2階自際的時(shí)間序列數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)的，如果對(duì)非平穩(wěn)性數(shù)據(jù)回歸。經(jīng)過檢驗(yàn)，消除序列相關(guān)性，所估計(jì)的模型（1）擬合進(jìn)行回歸分析就可能出現(xiàn)虛假回歸問題，因此，對(duì)時(shí)間序優(yōu)度很高，在5% 的顯著性水平下，LCZH 對(duì) LCSR的影響列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時(shí)，需要事前對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即單顯著。對(duì)模型的殘差e1進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表5：位根檢驗(yàn)。由于變量大體上都具有指數(shù)特征，為了消除時(shí)表5 殘差e 的單位根檢驗(yàn)結(jié)果間

16、序列中存在的異方差現(xiàn)象，對(duì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，變換檢驗(yàn)類型 臨界值變量ADF 值 結(jié)論 后不改變?cè)蛄械膮f(xié)整關(guān)系。變量的對(duì)數(shù)形式表示為 （c ，t ，n ） （a 0.05）LCZH 、LCSR 、LJTJY 、LYICHAN 、LERCHAN 、e10，0，14.9808 1.9557 平穩(wěn)，I 0e20，0，1 2.1321 1.9557 平穩(wěn)，I 0LSANCHAN 。經(jīng)過檢驗(yàn)(見表4 ，原始序列都是非平穩(wěn)序e30，0，1 5.0171 1.9557 平穩(wěn)，I 0列，一階差分后，LERCHAN 和LSANCHAN 序列平穩(wěn)，因此LYICHAN 和LERCHAN 是一階單整序列，而LCZH

17、、表5顯示，檢驗(yàn)結(jié)果是I （0），即e1是平穩(wěn)的，因此接LCSR 、LJTJY 以及LYICHAN 序列經(jīng)過二階差分后平穩(wěn)，受LCSR 與LCZH 是協(xié)整的假設(shè)。城鎮(zhèn)化與農(nóng)民人均純收入因此這些序列是二階單整序列。據(jù)此可進(jìn)一步檢驗(yàn)變量之之間存在（2，2）階協(xié)整關(guān)系，即城鎮(zhèn)化與農(nóng)民人均純收入間的協(xié)整關(guān)系。 之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。24同理，可以建立城鎮(zhèn)化（LCZH ）與家庭經(jīng)營(yíng)性收入（LJTJY 的長(zhǎng)期均衡模型（2）、城鎮(zhèn)化（LCZH ）與農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入中的第一產(chǎn)業(yè)性收入（LYICHAN ）的長(zhǎng)期均衡模，分別表示為: 型（3）LJTJY t =3.009+2.832LCZH t（4.19）

18、 （13.83） 2 R =0.88，=0.88，D . W . =1.5 （2） LYICHAN t =0.513+2.091LCZH t +1.46AR (10.584AR (2 （0.21） （3.23） （8.49） （3.39） R 2=0.99，2=0.98，D . W . =1.9 （3） 對(duì)模型（2）、（3）殘差e2、e3的ADF 檢驗(yàn)見上表5，結(jié)果顯示e2、e3是平穩(wěn)的，因此，接受LJTJY 、L YICHAN 與LCZH 是協(xié)整的假設(shè)。城鎮(zhèn)化與農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入中的第一產(chǎn)業(yè)性收入之間存在（2，2）階協(xié)整關(guān)系，即農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入中的第一產(chǎn)業(yè)性

19、收入之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。再利用Davidson ，Hendry,Srab 和Y eo 在1978年提出的DHSY 模型，對(duì)模型（1）、（2）、（3）進(jìn)行修正，得到短期非均衡模型（1*）、（2*）、（3*）如下：LCSR t =0.1951.344LCZH t 1.514LCZH t 1+0.382e t 1 （4.94） （0.81） （0.86） （1.64） R 2=0.36, =0.26, DW . . =1.5 （1*） LJTJY t =0.2432.919LCZH t 2.249LCZH t 1+0.076e t 1（4.87） （1.33） （1.18） （1.12） R

20、 2=0.33, 2=0.23, DW . . =1.4 （2*） LYICHAN t =0.212.5LCZH t 1.7LCZH t 1+0.3e t 1 （4.36） （1.21） （0.78） （1.32） R 2=0.36, 2=0.26, DW . . =1.8 （3*） 四 結(jié)果分析 1長(zhǎng)期均衡模型模型（1）表明，城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民人均純收入在長(zhǎng)期具有顯著影響，LCSR 對(duì)LCZH 的長(zhǎng)期彈性為2.968。模型（2）表明，城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入在長(zhǎng)期具有顯著影響，LCSR 對(duì)LJTJY 的長(zhǎng)期彈性為2.832。模型（3）表明，城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民人均純收入中的第一產(chǎn)業(yè)性收入在長(zhǎng)期具有顯著影

21、響，LCSR 對(duì)LYICHAN 的長(zhǎng)期彈性為2.091。并且這三個(gè)模型的解釋變量參數(shù)t 檢驗(yàn)均顯著，模型的擬合優(yōu)度很好，對(duì)殘差的ADF 檢驗(yàn)結(jié)果也表明城鎮(zhèn)化與三種收入之間存在（2，2）階協(xié)整關(guān)系，因而從長(zhǎng)期來看，城鎮(zhèn)化與農(nóng)民收入間存在均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化有利于農(nóng)民收入的增加。2短期非均衡模型 模型（1*）、（2*）、（3*）的解釋變量前面的參數(shù)均為負(fù)數(shù)，且t 檢驗(yàn)值均不顯著，模型的擬合優(yōu)度很小，表明短期內(nèi)，城鎮(zhèn)化與于農(nóng)民純收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入中的第一產(chǎn)業(yè)性收入之間存在一種負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且這種關(guān)系不是很顯著。短期內(nèi)，城鎮(zhèn)化與三種收入存在不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，可能原因是在城鎮(zhèn)化發(fā)展初期，

22、農(nóng)民在由農(nóng)村人口轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)人口過程中，收入中的一部分要用于房屋建設(shè)、家居產(chǎn)品以及其他一些費(fèi)用等支出，同時(shí)，對(duì)農(nóng)民的生產(chǎn)活動(dòng)產(chǎn)生一定的影響，直接影響農(nóng)民的收入。3未進(jìn)行協(xié)整分析的第二、三產(chǎn)業(yè)性收入根據(jù)城鎮(zhèn)化與各種收入的相關(guān)性分析表表3以及樣本變量的ADF 檢驗(yàn)表（表4，）可以知道，雖然家庭經(jīng)營(yíng)收入中的第二、三產(chǎn)業(yè)與城鎮(zhèn)化之間存在很強(qiáng)的相關(guān)性，但是由于城鎮(zhèn)化是2階單整，第二、第三產(chǎn)業(yè)是1階單整，單整階數(shù)不同，因而不能進(jìn)行協(xié)整分析，說明城鎮(zhèn)化與農(nóng)民第二、第三產(chǎn)業(yè)性收入還未建立長(zhǎng)期均衡關(guān)系。五 結(jié)論與建議本文通過對(duì)城鎮(zhèn)化與農(nóng)民各種收入之間關(guān)系的實(shí)證分析，可以得到以下結(jié)論。第一，長(zhǎng)期中，城鎮(zhèn)化與農(nóng)民人均

23、純收入、農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入、農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入中的第一產(chǎn)業(yè)性收入之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并且影響顯著，間接證明了“城鎮(zhèn)化是現(xiàn)代化應(yīng)有之義和基本之策”，加快推進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)，對(duì)于“新農(nóng)村建設(shè)”和解決三農(nóng)問題具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。第二，從短期看，城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民各種收入的直接影響均不顯著，由于農(nóng)民在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，自身也需要進(jìn)行一定的投資和消費(fèi)，因此可能在初期存在一定的負(fù)相關(guān)，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，這是城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的農(nóng)民自己調(diào)節(jié)過程。第三，從上述研究分析可知，城鎮(zhèn)化對(duì)于農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入中的第二、三產(chǎn)業(yè)還未產(chǎn)生有效影響，同時(shí)，農(nóng)民的第二、第三產(chǎn)業(yè)性收入增勢(shì)緩慢，增量極少，說明目前我國(guó)工業(yè)和服務(wù)業(yè)的發(fā)展，并未能充分惠及廣大的農(nóng)村地區(qū)。城鎮(zhèn)化建設(shè)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化都有巨大而深遠(yuǎn)的影響，也是我國(guó)現(xiàn)代化建設(shè)的重大戰(zhàn)略。首先，要遵循經(jīng)濟(jì)規(guī)律，在全面推進(jìn)現(xiàn)代化建設(shè)的同時(shí)，要堅(jiān)持“大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展”