中國農民工遷移的演進規律及其chow’s斷點檢驗

孫玉娜，李錄堂，薛繼亮

（西北農林科技大學 經管學院，陜西 楊凌 712100）

農民是否愿意遷移，是中國農村城鎮化和工業化進程能否加快的關鍵。農村人口向城鎮轉移，農村富裕勞動力向非農產業和城鎮轉移，是工業化和現代化的必然趨勢，也是農民工遷移的必然趨勢。改革開放以來，在城鎮化進程中，我國從農村向城鎮轉移人口的數量一直為政府和社會各界所關注。因此有必要研究農民工遷移的內在關系和影響因素，找出農民工遷移的關鍵制約因素，為實現農民工的合理有序遷移提供理論依據和現實解釋。

1 文獻綜述

與發達國家相比，我國的農村勞動力轉移就業面臨著特殊的制度約束，這種制度決定了上世紀80年代中期以來的大規模農村勞動力轉移就業并不是永久性遷移，而是呈現出很強的暫時性和不穩定性特征，隨著經濟周期和政策周期的變化，一些學者經驗研究表明，目前外來農民工的流動表現為短期的而非持久性的[1]，定居城市意愿不強[2]。

從工作穩定性角度看，我國農民工是一個職業流動相當頻繁的群體。Knight等[3]對中國勞動力的流動性進行了考察并進行了國際比較，結果表明農民工的流動性明顯高于城市勞動者。教育程度較高者有非常顯著的自愿流動傾向，教育程度較低者則往往出于規避風險而傾向于不主動流動。李強[4]認為農民工的初次職業流動實現了職業地位的較大上升，而農民工的再次職業流動卻基本上是水平流動，沒有地位上升。嚴善平[5]以上海勞動力市場為例分析了勞動力市場中的流動現象，認為由于制度性因素的制約，外來人員和本地勞動力在不同市場階層之間的流動頻度、流動方式以及流動的效果方面截然不同。白南生、李靖[6]收入低是農民工流動的最主要原因,但流動原因日益多元化,尤其是新生代農民工離職原因和老一代農民工形成顯著差異。

從家庭遷移來看，洪小良[7]基于北京市的抽樣調查數據，對城市農民工的家庭遷移行為及影響因素進行了分析。北京市外來農民工的流動已呈現明顯的家庭化特點，1984～2006年，家庭式遷移發生概率總體上呈逐年上升的趨勢。除了個人特征外，以新遷移經濟學理論為依據的家庭因素變量對農民工的家庭遷移行為有顯著的解釋能力。劉開明（2010）認為家庭化遷移逐漸成為農民工遷移的總體模式。在深圳、東莞等農民工聚集地，甚至可以看到整個村子復制過來的群落，形成一個亞農村社會生活圈。

從遷移風險成本來看，錢雪飛[8]認為農民工城鄉遷移的個人風險成本包括不穩定性因素、不安全性因素和低保障性因素三個主要方面。過高的農民工城鄉遷移個人風險成本對農民工本人及其家庭、輸入地城市經濟、城鄉差距、社會穩定以及城市化進程等六個方面的負面影響。此外，農民工還面臨的制度歧視所帶來的成本，當前二元社會保障制度的差異對農村人口的遷移決策行為產生了較為顯著的影響。周明[9]、蔡昉[10]、都陽、王美艷[11]、羅忠明[12]也對此作過深入研究。

中國勞動力遷移既受宏觀經濟和制度因素的影響，又和遷移者的個人特征和社會文化背景相關，表現出較強的復雜性和階段性。朱農[13]分析了遷移前后的經濟因素的影響，程名望等[14]認為城鎮的拉力，特別是城鎮工業技術進步，是農村勞動力轉移的根本動因。而二元經濟背景下，公共產品在城鄉居民、流動人口間分配政策的差異也對勞動力遷移行為產生了深刻影響[15]。

因此，當前我國關于農民工遷移理論研究大多集中于遷移影響因素、農民工遷移方向、遷移農民工培訓、農民工遷移及經濟效應等層面上，理論研究還缺乏一定系統性和實用性。從實踐上看，農民工遷移時如何演進的研究還不深入。本文正是從這個角度研究農民工遷移的階段性，探索其影響要素，以期達到研究農民工遷移演進的目的。

2 樣本說明和數據來源

本文以遷移農民工、農民純農業收入、非農業收入和城鎮居民可支配收入等四個變量作為研究的樣本。城鄉收入差距和農民收入來源差距是刺激農民工遷移的一個基本動力。樣本區間是1978～2006。遷移農民工數據中1978～1993年的數據來源于譚永生的農村勞動力流動與中國經濟增長——基于人力資本角度的實證研究》，1994年數據來自 《十五大前后經濟形勢掃描與預測》，1995年數據來自 《當前農村改革與發展中的熱點問題》，1996年數據來自 《未來十年勞動就業主要變量研究》，1997年數據來自 《中國農村剩余勞動力轉移與小城鎮發展》，1998年數據來自 《中國農村勞動力分化與社會結構》，2001～2002年數據來自 《政策要覽》，1999～2000年數據來自差分，2003年數據來自 《當前我國農村勞動力轉移面臨的問題及對策》，2004年數據來自 《關于社會主義新農村建設與城市化的關系的思考》，2005年數據來自《中國百姓藍皮書——城市化》，2006年數據來自《當前我國的農業、農村和農民問題》。

農業總產值、農民純農業收入和非農業收入等三個變量數據來源于 《55年中國統計資料匯編》和 《農業發展報告2007》。

3 農民工遷移演進的實證研究

在進行實證檢驗之前，對遷移農民工（Lm）、城鎮居民可支配收入（Lczy）、農民純農業收入（Lnc）和非農業收入（Lnw）序列取對數。隨后對取對數后的序列進行單位根檢驗，并在單位根檢驗的基礎上進行協整檢驗和誤差修正檢驗，再對模型進行修正。在這些工作都完成之后，對最后得到的方程進行Chow’s檢驗，以判斷我國農民工遷移的演進是否發生變化。

3.1 單位根檢驗

對時間序列進行協整檢驗之前必須進行單位根檢驗，以考察序列的平穩性(單整階數)，在此采用ADF方法進行單位根檢驗，檢驗的結果如表1。從檢驗的結果可以看出,所有的水平序列都不是平穩序列，因為它們的原始序列的ADF值都大于5%的臨界值。對這些時間序列進行一階差分后再進行ADF檢驗。從表1的結果可以看出,這些序列都拒絕單位根假設，說明它們是平穩序列，因為一階差分序列在1%的顯著水平上都通過單位根檢驗。這就不能用經典的回歸方法對模型進行估計。

表1 單位根檢驗

經過一階差分后所有序列的ADF值都小于1%臨界值，因此認為這些序列都是一階單整序列。由于這些序列是不平穩的單位根過程，但其一階差分序列是平穩的，需進一步對其進行長期協整關系檢驗。

3.2 協整檢驗

由于要對多變量進行單位根檢驗,采用Johansen特征根軌跡檢驗來考察時間序列遷移農民工（LnLm）、城鎮居民可支配收入（LnLczy）、農民純農業收入（LnLnc）和非農業收入（LnLnw）之間的協整關系。需要說明的是方程1包含所有變量，方程2不包括變量農民純農業收入，方程3不包括變量農民純農業收入和非農業收入。協整檢驗結果見表2。通過表2可以看出，在5%的顯著性水平上，只有方程2具有協整關系，說明遷移農民工、城鎮居民可支配收入和非農業收入之間存在著長期均衡關系。方程1和方程3的協整關系不顯著。

3.3 向量誤差修正模型（VEC）

表2 協整檢驗

通過上述協整檢驗，1989～2007年間遷移農民工、城鎮居民可支配收入和非農業收入存在長期協整關系，因此我們可以建立VEC模型。Engle和Granger將協整與誤差修正模型結合起來，建立了向量誤差修正模型。VEC模型是含有協整約束的VAR模型，多應用于具有協整關系的非平穩時間序列建模。建立方程2的VEC模型如下：

其中，yt=(LnLm LnLnw LnLczy)T，Δ為變量的一階差分，p為滯后階數，ecmt-1=β'yt-1是誤差修正項，反映變量之間的長期均衡關系，系數向量α反映變量之間的均衡關系偏離長期均衡狀態時，將其調整到均衡狀態的調整速度。所有作為解釋變量的差分項的系數反映各變量的短期波動對作為被解釋變量的短期變化的影響。Γi反映各變量的短期變化對作為被解釋變量的短期變化的影響。

利用eviews6.0對向量誤差修正模型（VEC）進行估計，得到：

從公式(2)中誤差修正項的系數來看,當短期波動偏離長期均衡時,將以0.071的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。也就是說當期誤差修正項時,亦即期的農民工遷移向上偏離長期均衡時，調整系數會以0.071的速度增加期農民工遷移的增量，從而調整期的農民工遷移向長期均衡靠近，反之亦然?；谇懊婀浪愠龅腣EC模型,我們用wald統計量對回歸系數進行約束檢驗，結果見表3。

表3 VEC模型下的格蘭杰因果檢驗

表3的結果可以看到城鎮居民可支配收入和非農業收入引起農民工遷移的發生。通過以上的Granger因果檢驗，基本上印證這樣的思想，城鎮居民可支配收入和非農業收入可以 Granger引起農民工遷移，而農民工遷移卻不能Granger引起城鎮居民可支配收入和非農業收入的增長,這就為下一步進行回歸奠定了基礎。這也說明了城鎮居民可支配收入和非農業收入和農業純收入的差距是激發農民工遷移的動力。

3.4 實證結果

根據對變量進行協整檢驗和誤差修正，認為遷移農民工、城鎮居民可支配收入和非農業收入存在長期的協整關系，并且城鎮居民可支配收入和非農業收入可以Granger引起農民工遷移，得出方程2是最合理的。下面對模型2進行深入分析和檢驗，方程4滯后1期，方程5滯后2期，結果見表4。

從計算機模擬的結果看，根據D-W 檢驗，說明方程2中農民工遷移存在明顯的序列自相關，需要對其進行滯后1期和滯后2期，然后再D-W 檢驗。結果表明方程5解決了數據自相關的難題，是最優的。

表4 模型設定結果

在模型5中，非農業收入及城鎮居民收入和農民工遷移成正相關。非農業收入和城鎮居民可支配收入是農民工遷移的激勵因素，因為非農業收入還給農民工遷移提供資金支持。非農業收入越高，就越容易出現農民工遷移。此外，城鎮居民可支配收入作為目前我國最高的宏觀收入標桿，完全可以對農民工遷移產生刺激，更為重要的是農民工遷移往往是和城鎮、工業化（產業化）連接在一起的。

在對農民工遷移的影響因素中，農民純收入對農民工遷移的影響力最小?？梢圆聹y農民純收入由于低的緣故而無法承擔起農民工遷移所需要的資本，這才造成了其被剔出和農民工遷移的關聯程度的實證中。在本文的估計中，非農業收入和城鎮居民收入和農民工遷移具有很強的正相關，說明了我國農民工遷移主要來自收入差距的激勵。農民工遷移還處在初級階段，是一種謀生的手段。

3.5 chow’s檢驗

方程5做為一個較為理想的方程，5%顯著性水平下各個變量系數均較顯著。基本上可以反映出農民工遷移演進的進程。為了判斷農民工遷移是否存在節點而發生變化，對滯后二期的方程2進行Chow’s檢驗，結果見表5。

表5 chow's斷點檢驗結果表

上述結果顯示：首先，經過檢驗，在所有斷點檢驗中，1994年的 chow’s斷點檢驗結果最明顯，跡統計量為11.38448，P值為0.0001，小于0.01，滿足1%的顯著性假設。這說明了以城鎮居民收入和農民非農業收入為因變量的農民工遷移演進函數在兩個時期發生了變化，這可能和1994年我國社會主義市場經濟體制的確立和戶籍制度的放松有著必然的聯系。其次，1985年的chow’s斷點檢驗結果也比較明顯，跡統計量為2.889212，P值為0.0457，小于5%的顯著水平。這可能家庭聯產承包責任制的確定和戶籍制度的放松有著一定的關系，尤其是后者。Chow’s斷點檢驗說明了隨著我國市場化進程和農村社會經濟發展的程度，農民工遷移也具有階段性的特征，每個階段都有其自己的特征。

1978～1994年，農民工遷移在開放初期僅僅是作為一種謀生的手段。在這個階段又以1985年為分界點，造成這種結果的原因可能是戶籍制度的放松使得大量的農村勞動力來到城市打工。1994～2006年，伴隨著1994年我國社會主義市場經濟體制的確立和戶籍制度的放松，這個時期的農民工遷移伴隨著農村勞動力的大規模流動和國家城鎮化、工業化進程而具有鮮明的特征。

可以看出，農民工遷移明顯受到宏觀經濟形勢的變化和制度變遷的影響。因為當中國的經濟改革為農民工遷移提供明顯的制度支持時，農民謀求經濟利益的潛力成為農民工遷移的實際動力。正如1978年分配置度的松動導致農村經濟體制改革表現出巨大的活力。同樣，1994年是市場經濟的確立使得農民工遷移的實現機會有了提高的可能。中國在經歷了15年的農村社會經濟體制改革后，農民的社會資本和資金有了一定的積淀，加上農民在工業和城市所得到的收益在降低，即使收入有所提高，除此之外還有市場化的進步使得農業分工得到發展，產業鏈更加迂回以及農民在農業生產和農村經濟的相對優勢，這樣農工、城鄉、農民自身等三位一體的農民工遷移需求使得這一時期的農民工遷移將會和上一時期有著很大的不同。

4 結論

非農業收入及城鎮居民收入和農民工遷移成正相關。非農業收入和城鎮居民可支配收入是農民工遷移的激勵因素。通過chow’s斷點檢驗，得出1994年是農民工遷移演進的最顯著節點，以城鎮居民收入和農民非農業收入為因變量的農民工遷移演進函數在兩個時期發生了明顯變化。這可能是1994年我國社會主義市場經濟體制的確立和戶籍制度的放松的結果，說明了農民工遷移明顯受到宏觀經濟形勢的變化和制度變遷的影響。

為了更好地促進農民工遷移，最重要的是提高農民的遷移收益，降低農民遷移風險，刺激農民遷移。應當加大財政金融扶持力度，制定農民工遷移的鼓勵政策，建立農民工遷移的長效投入機制；加大技能扶持力度，全面啟動農村勞動力轉移陽光就業培訓工程；加大科技扶持力度，緊緊圍繞發展現代農業，為農民提供技術服務。

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