我國農(nóng)民工資性收入波動及其環(huán)境因素的實證研究

徐增海

(華中科技大學公共管理學院，湖北 武漢 430074)

一、研究的背景

“三農(nóng)”問題是我國經(jīng)濟發(fā)展和現(xiàn)代化建設所面臨的一個突出難題，其中，農(nóng)民收入低是問題的核心，促進農(nóng)民增收不僅關系到提高農(nóng)民生活水平和擴大內(nèi)需，還關系到我國和諧社會的建設以及現(xiàn)代化的推進［1］。十七屆三中全會提出，到2020年，農(nóng)民人均純收入比2008年翻一番，要求農(nóng)民人均純收入增速在今后十年間每年要達到6%以上，在2010年召開的“兩會”上，農(nóng)業(yè)部提出要“千方百計保持農(nóng)民收入增長6%以上”。

政府一直致力于通過農(nóng)業(yè)本身的發(fā)展提高農(nóng)民的收入，如政府在2006年結束了延續(xù)兩千多年的農(nóng)業(yè)稅歷史，但由于耕地資源的有限性以及農(nóng)產(chǎn)品的需求缺乏彈性致使農(nóng)民增產(chǎn)不增收，政策效果并不十分顯著［2］。近年來，農(nóng)民收入增長的源泉發(fā)生了重大變化，即由過去靠家庭經(jīng)營性收入增長轉變?yōu)橹饕蕾嚬べY性收入的增長，進城打工成為農(nóng)民增收的重要途徑。

因此，研究農(nóng)民工資性收入的決定因素和如何提高農(nóng)民工資性收入是亟待解決的一個選題，并且在近期也引起學者的關注。辛翔飛等(2008)［3］結合 Blinder－ Oaxaca 分解方法，從中西部地區(qū)間差異和高低收入組間差異兩個角度對農(nóng)戶收入差異進行考察，結果發(fā)現(xiàn)，工資性收入的多寡已經(jīng)成為影響農(nóng)戶收入及其差異的重要因素。

目前，國內(nèi)外學者對于農(nóng)民非農(nóng)收入影響因素的分析主要著眼于從農(nóng)戶行為的微觀視角進行研究，如中國農(nóng)村勞動力課題組(1997)［4］通過分析四川省18縣1820個農(nóng)戶的住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，構建農(nóng)村勞動力外出就業(yè)的家庭決策模型和個人特征影響模型，發(fā)現(xiàn)在影響農(nóng)村居民外出就業(yè)決策的因素中，勞動力的性別、文化程度、年齡、婚姻狀況等個體特征的解釋度最高。Javier Escoba(2001)［5］和張揚珩(2007)［6］根據(jù)對 2006 年江蘇南京市的調(diào)查數(shù)據(jù)分析得出，外來勞動力受教育程度每增加一年，工資水平就會上漲0.198%。Maurer Fazio(1999)，Zhang Linxiu、Huang Jikun和Scott Rozelle(2001，2002)［7］的研究結果一致認為，農(nóng)民受教育程度的提高有助于增加農(nóng)村勞動力在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)的機會。同時，Todaro(1969)，Zhong(2003)［8］發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)之間巨大的收入差距是農(nóng)民從事非農(nóng)勞動最主要的“拉動”因素。

以上研究通常是以某一地區(qū)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎，從勞動力的個人特征考察影響農(nóng)民非農(nóng)收入的因素。這些研究更多傾向于分析農(nóng)民自身因素對其收入的影響，很少分析環(huán)境因素對收入的影響;樣本局限在某一區(qū)域，屬非隨機數(shù)據(jù)，得出的結論沒有普遍性。

與以往研究不同，本文的創(chuàng)新之處在于:首先，選擇的既不是我國的宏觀視角，也不是微觀視角，而是從中觀視角進行研究;其次，專題分析農(nóng)民工資性收入波動特征，最后，采用面板數(shù)據(jù)模型系統(tǒng)分析環(huán)境因素對農(nóng)民工資性收入的影響，集中考察地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、工業(yè)化程度、城鄉(xiāng)收入差距、城鄉(xiāng)就業(yè)結構、農(nóng)村的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展水平以及政府對教育、基礎建設的投資等中觀環(huán)境因素對農(nóng)民工資性收入的影響，從而為地方政府為提高農(nóng)民收入提供理論支持。

本文接下來研究的結構是:首先，總結我國改革開放以來，農(nóng)民純收入和工資性收入變化的特征;其次，理論分析我國農(nóng)民工資性收入的影響因素;再次，實證分析我國農(nóng)民工資性收入影響因素;最后，本文研究的結論及政策建議。

二、我國農(nóng)民純收入與工資性收入的變動歷程

通過回顧我國農(nóng)民純收入的變動歷程及其收入構成，探尋出我國農(nóng)民未來收入的增長點。按收入的來源［9］，農(nóng)民收入可分為工資性收入、家庭性經(jīng)營收入、轉移性收入和財產(chǎn)性收入。工資性收入是指農(nóng)民受雇于單位或個人，靠出賣勞動而得到的報酬收入;家庭經(jīng)營性收入是指農(nóng)民以家庭為生產(chǎn)經(jīng)營單位從事農(nóng)業(yè)和第二、三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)性收入。

自改革開放以來，我國農(nóng)民收入的來源結構發(fā)生了巨大變化［10］，由過去那種僅靠家庭經(jīng)營的單一結構，逐漸向農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)全面發(fā)展、工資性收入成為重要組成部分的多元結構轉變。1990年，農(nóng)民人均純收入中來自工資性收入和家庭經(jīng)營性收入的份額分別為20.26%和66.47%，但到2008年，工資性收入占農(nóng)民收入的比重上升到38.6%，而家庭經(jīng)營性收入所占的比重下降到42.14%。并且，工資性收入對于農(nóng)民收入增長的貢獻率已超過了農(nóng)業(yè)。

圖1表明，1978－2008年，我國農(nóng)民人均收入一直處于不斷上升的趨勢，1978年為133.60元，2008年為4760.62元，增長了35.63倍，年均增長率為12.22%。家庭經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉移性收入也呈現(xiàn)出持續(xù)增長的態(tài)勢，家庭經(jīng)營性收入從1978年的35.80元增加到2435.56元，增長了68.03倍。財產(chǎn)性收入從1993年的7元增長到2008年148.08元，31年內(nèi)增長了21.15倍。轉移性收入1978年為9.50元，2008年為323.24元，增長了34.03倍。工資性收入除了在1983年大幅度下降外，基本處于上升的狀態(tài)，尤其是從1992年后就一路飆升。1978年工資性收入為88.30元，2008年為1853.73元，增長了20.99倍。這些變化有如下具體特征:

第一，從占農(nóng)民收入的比重來看，家庭經(jīng)營性收入占農(nóng)民收入的比重呈持續(xù)下跌的趨勢，工資性收入所占比重呈不斷上升的趨勢。1990－2008年，家庭經(jīng)營性收入占農(nóng)民收入的比重從75.6%下降到51%，跌幅為24%;農(nóng)民同期收入中工資性收入所占比重從1990的20.2%上升到39%，漲幅為19%;財產(chǎn)性收入和轉移性收入占收入總額的比重較小，一直低于10%。

第二，從對農(nóng)民收入增長的貢獻率來看，工資性收入對農(nóng)民增收的貢獻越來越大。農(nóng)民純收入總量逐年上升，但增加量卻有減少的趨勢，從1995年開始呈逐年下降，但從2001年開始回升。在農(nóng)民收入的構成中，家庭經(jīng)營性收入的貢獻逐年下降，1998年開始出現(xiàn)負增長;工資性收入增量占比逐年上升，在1998年以后，工資性收入增量對收入增量的貢獻高于50%，從1999年開始超過了總量的增量，并彌補了家庭經(jīng)營性收入的減少量。因此，工資性收入的增長有力地保證了農(nóng)民收入水平的提高，已成為農(nóng)民增收的重要突破口。

第三，從收入來源的增速來看，工資性收入的增速高于家庭經(jīng)營性收入的增速。1990－2008年，農(nóng)民人均純收入的年均增長率為11.1%。其中，家庭經(jīng)營性收入年均增長8.9%，工資性收入年均增長15.4%，工資性收入的增長速度明顯高于家庭經(jīng)營性收入的增長速度，是農(nóng)民收入中增長最快的部分。

圖1 1978－2008年中國農(nóng)村居民的各種收入趨勢圖① 國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒［M］.北京:中國統(tǒng)計出版社，2001－2010年各年版.

綜上所述，我國農(nóng)民純收入80%以上來源于家庭經(jīng)營性收入和工資性收入，家庭經(jīng)營性收入和工資性收入出現(xiàn)了明顯的此消彼長的勢頭，農(nóng)民工資性收入持續(xù)高速增長，已經(jīng)成為農(nóng)民純收入的主體，對農(nóng)民增收的貢獻越來越大。

三、我國農(nóng)民工資性收入影響因素的理論分析

假設農(nóng)民追求的是經(jīng)濟效益最大化，當外出就業(yè)的預期收益大于在家務農(nóng)的收益，農(nóng)民就會選擇外出就業(yè)。定義農(nóng)民人均工資性收入(PW)為農(nóng)民的總工資收入除以農(nóng)村勞動力，ZW為農(nóng)民的工資性收入，PP為農(nóng)村勞動力總量，NP為全國農(nóng)村非農(nóng)勞動力總量，則人均工資性收入可表示為式(1)。

非農(nóng)就業(yè)機會和非農(nóng)勞動力的工資性收入影響農(nóng)民工資性收入的路徑如圖2所示，根據(jù)供需均衡理論，影響勞動力市場供求的諸多因素，通過非農(nóng)就業(yè)機會和非農(nóng)勞動力的工資性收入兩條路徑，決定著農(nóng)民的工資性收入水平。

從農(nóng)村勞動力市場供給方面看，農(nóng)民的受教育程度和城鄉(xiāng)收入差距是影響勞動力市場供給的主要因素。農(nóng)民的受教育程度越高，其思維更加理性和開放，技能水平更高，更能適應城市生存和發(fā)展，農(nóng)民外出務工的概率越高［11］。同時，農(nóng)民也具經(jīng)濟人特征，是追求自身利益最大化的個體，城鄉(xiāng)收入差距越大，農(nóng)民外出打工的經(jīng)濟利潤(收益與機會成本之差)越高，外出打工的概率越高。

從農(nóng)村勞動力市場的需求方面看，經(jīng)濟發(fā)展水平、工業(yè)化、城市化進程、政府對基本建設和教育的投資等是影響農(nóng)村勞動力需求的重要因素［12］。

地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平直接決定農(nóng)村勞動力需求水平和農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)機會，地區(qū)的經(jīng)濟越發(fā)達，居民生活水平越高，勞動力報酬也會相對增加［13］;政府對基本建設的投資較多集中于道路、水利和城市等基礎性設施，這些建設所需要的大部分崗位是勞動密集型的體力勞動，適合農(nóng)村勞動力就業(yè)，所以，政府基本建設投資于農(nóng)民工資性收入有很強的正相關關系;政府對教育的投資，提高了農(nóng)民外出就業(yè)的機會和技能，因此應該有助于提高農(nóng)民工資性收入;工業(yè)化提高經(jīng)濟發(fā)展水平，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，產(chǎn)業(yè)結構向高端升級的需求越高，勞動力會從第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)轉移。由于農(nóng)民的素質(zhì)相對較低，能從事的崗位大多是勞動密集型的崗位，因此，第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，尤其是服務業(yè)的高速發(fā)展，會大大增加就業(yè)崗位，進而提高農(nóng)民獲得非農(nóng)就業(yè)的機會;城鎮(zhèn)化本身會帶來大量的基礎設施建設，吸引大量的農(nóng)業(yè)勞動力就業(yè)，同時，城鎮(zhèn)化水平的提高，城鎮(zhèn)將釋放很多崗位給農(nóng)民，因此，城鎮(zhèn)化率提高會促進農(nóng)民工資性收入的增加。

圖2 影響工資性收入的因素及其影響路徑

四、農(nóng)民工資性收入環(huán)境影響因素的實證分析

(一)變量與數(shù)據(jù)的選擇

基于以上理論分析，在以下建立的計量模型中，本文將地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、地區(qū)工業(yè)化程度、城市化進程、城鄉(xiāng)收入差距、地區(qū)農(nóng)村工業(yè)化水平以及政府對教育、基本建設的投資等作為解釋變量，被解釋變量是農(nóng)民人均工資性收入。其中，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平用地區(qū)名義GDP衡量;反映工業(yè)化的指標有很多，本文用非一次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)與一次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之比來衡量，即:地區(qū)工業(yè)化(GYH)=(地區(qū)二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之和/地區(qū)一次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之和)×100;反映地區(qū)城市化進程的指標有很多，如城市戶籍人口占總人口的比例、城鎮(zhèn)常住人口占總人口的比例等，本文用城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)與鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)之比來衡量;地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距用地區(qū)城市居民人均收入與地區(qū)農(nóng)村居民人均收入之比來表示;地區(qū)農(nóng)村工業(yè)化水平用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)勞動力占農(nóng)村總勞動力之比來衡量;地區(qū)政府對教育、基本建設的投資分別用教育支出占財政支出的比重、基礎建設投資占財政支出的比重來表示。本文采用了1990—2008年中國30個省市(不包括西藏)的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)均源于各年的《中國統(tǒng)計年鑒》和各省的統(tǒng)計年鑒。

(二)模型的設定

因面板數(shù)據(jù)建模與純粹的截面數(shù)據(jù)或時間序列數(shù)據(jù)建模相比，面板數(shù)據(jù)可以獲得更多的動態(tài)信息［14］，更能控制個體的異質(zhì)性;同時，面板數(shù)據(jù)可以增加自由度，提高參數(shù)估計的精度，因此，本文采用面板數(shù)據(jù)建模，模型設定如下:

其中，PW表示農(nóng)民的工資性收入;GDP表示地區(qū)的生產(chǎn)總值，用來衡量一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平;GYH表示地區(qū)工業(yè)化水平;CZH表示城鎮(zhèn)化進程;INCOME表示城鄉(xiāng)人均純收入的差距;ARI表示農(nóng)村工業(yè)化程度;JBJS和EDU分別表示地方政府對基本建設支出和教育支出占地方財政支出的比重。

(三)模型的估計

本文使用軟件包Eviews 6.0估計計量模型，Hausman統(tǒng)計量對應的 p值為0.0000＜0.05，說明固定效應模型和隨機效應模型相比較，應選擇固定效應模型，回歸結果如表1所示，該模型調(diào)整后的擬合優(yōu)度R2為0.98，F(xiàn)值是統(tǒng)計上顯著的，現(xiàn)有解釋變量能很好解釋各地區(qū)農(nóng)民工資性收入的差異。具體來說，除政府對基本建設和教育的投資這兩個解釋變量不顯著外，其他變量都是顯著的，且顯著水平都在1%以下，這意味著一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、地區(qū)工業(yè)化程度、城鄉(xiāng)就業(yè)結構、城鄉(xiāng)收入差距以及農(nóng)村工業(yè)化程度都能顯著影響農(nóng)民的工資性收入，并且只有城鎮(zhèn)化進程與農(nóng)民人均工資性收入呈負相關關系，其他的均為正相關關系。

表1 農(nóng)民工資性收入增長影響因素回歸結果

第一，地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平直接影響該地區(qū)農(nóng)民工資性收入。在其他變量不變的情況下，一個地區(qū)的經(jīng)濟越發(fā)達，農(nóng)民的人均工資性收入越高。具體而言，GDP每提高1元，農(nóng)民的人均工資性收入將會提高0.06元。

第二，地區(qū)間的農(nóng)民工資性收入的差異很大。模型截距項反映地區(qū)間農(nóng)民工資性收入差距的大小，如表2所示，經(jīng)濟落后地區(qū)的農(nóng)民工資性收入遠遠低于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的平均農(nóng)民工資性收入，新疆的截距最小，并且為負，上海市、浙江省的截距最大。

第三，地區(qū)工業(yè)化水平與農(nóng)民的工資性收入呈顯著的正相關關系。在其他因素不變的條件下，一個地方的工業(yè)化程度提高一個百分點，農(nóng)民的人均工資性收入增加1.14元。

第四，城鎮(zhèn)化與農(nóng)民的工資性收入為顯著的負相關關系。當城鄉(xiāng)就業(yè)結構提高一個百分點時，農(nóng)村非農(nóng)工資性收入減少1.53元。這與預期的假設相悖，可能的原因是城鎮(zhèn)化過程吸納了大量高收入農(nóng)民成為城鎮(zhèn)人，剩下的農(nóng)民工資性收入不但沒有增加，反而減少了。由此可見，城鎮(zhèn)化可能減少農(nóng)民數(shù)量，增加了這部分人的收入水平，但對剩下的農(nóng)民收入的改善沒有正面的作用。

第五，城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)民工資性收入的影響在統(tǒng)計上是顯著的且為正。在其他條件不變的情況下，城鄉(xiāng)收入差距增加1個百分點，農(nóng)民的工資性收入將會增加1.62元。可見，增加農(nóng)民工資性收入的最有效辦法之一就是進一步提高城鎮(zhèn)人均收入。

第六，農(nóng)村工業(yè)化程度與農(nóng)民的工資性收入呈顯著的正相關。農(nóng)村工業(yè)化程度提高一個百分點，農(nóng)民工資性收入增加近2.52元。

表2 模型的截距項數(shù)值

安徽 10.86358 甘肅－309.4466福建 86.72362 青海－390.6479江西 206.8880 寧夏－167.9994山東 －52.94970 新疆－682.4679

五、研究結論與政策建議

我國農(nóng)民純收入80%以上來源于家庭經(jīng)營性收入和工資性收入，家庭經(jīng)營性收入和工資性收入出現(xiàn)了明顯的此消彼長的勢頭，農(nóng)民工資性收入持續(xù)高速增長，已經(jīng)成為農(nóng)民純收入的主體，對農(nóng)民增收的貢獻越來越大。理論分析表明，農(nóng)民工資性收入取決于農(nóng)民所能獲得的非農(nóng)就業(yè)機會和非農(nóng)勞動力的工資性收入水平。實證分析表明，不同地區(qū)間的農(nóng)民工資性收入有很大的差異;地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平越高，地方工業(yè)化程度越高，農(nóng)民進城打工的機會越大，工資性收入越高;城鄉(xiāng)收入差距越大，農(nóng)民工資性收入越高;隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，非農(nóng)工資性收入增長將會放緩;農(nóng)村的工業(yè)化程度越高，農(nóng)民工資性收入越高。

因此，需從以下途徑入手提高農(nóng)民收入:一是大力發(fā)展地方經(jīng)濟，合理扶植本地區(qū)企業(yè)和民營經(jīng)濟的發(fā)展，提高地區(qū)經(jīng)濟水平;二是優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，積極發(fā)展第二、三產(chǎn)業(yè);三是加大農(nóng)村教育投入，努力提高農(nóng)民整體素質(zhì)［15］;四是提高城鎮(zhèn)職工人均工資水平;五是實施區(qū)域開發(fā)(類似于西部大開發(fā))戰(zhàn)略，縮小地區(qū)間的農(nóng)民工資性收入差異。

［1］李秀江.“十二五”期間應該讓農(nóng)民工成為歷史［J］.小康，2010(12).

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