農民工資性收入與工業化、城鎮化動態關系研究——基于VAR模型視角

○常文濤

（信陽師范學院政法學院 河南 信陽 464000）

加快增加農民工資性收入，對于提高農民整體收入水平、優化農民收入結構、縮小社會貧富差距、促進整個社會和諧穩定都具有重大意義。工業化、城鎮化發展過程中第二、三產業擴張可以有效吸納農民就業，拓寬農民工資性收入增長渠道，增加農民工資性收入，進而帶動農民致富。

一、農民工資性收入、工業化、城鎮化動態關系相關性分析

運用Eviews7.2軟件對農民工工資收入增長率、工業化、城鎮化三者動態關系作相關性分析，如圖1所示，橫軸為2000—2014年份，縱軸為三者的比率。

由圖1可知，農民工資性收入增長率在2000—2014這15年期間出現輕微的波動，總體呈上升趨勢；工業化率基本保持不變。這與前面所指出的由于工業化產業對于農民來講就業門檻高、工業化與城鎮化競爭發展資源，從而導致農民工資性收入增長率上升、城鎮化快速發展、工業化必定受到制約的結論是一致的。

二、農民工資性收入與工業化、城鎮化動態關系實證分析

1、變量與數據來源

農民工資性收入指標采用《中國統計年鑒》中農村居民人均純收入中農民工資性收入年環比增長率表示，為避免通貨膨脹或其他導致價格變化的因素帶來的影響，對2000—2014年間農民工資性收入用消費者價格指數平抑后計算其環比增長率，記為GZXSRt；工業化水平用第二產業中工業增加值占GDP的比率表示，記為INDt；城鎮化水平用城鎮人口占總人口比重指標衡量，記為URBt；為保證實證檢驗的樣本期數，選擇1978年為基期，2000—2014為樣本期，數據來源于《中國統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》。為消除數據中存在的異方差和數據劇烈波動影響，對各變量值取對數，記LNGZXSRt、LNINDt和LNURBt分別 為GZXSRt、URBt和INDt所 取 對 數 值；LNGZXSRt、LNURBt和LNINDt相應的一階差分序列表示為DLNGZXSRt、DLNURBt和DLNINDt。

圖1 農民工資性收入增長率、工業化、城鎮化相關性分析

2、平穩性檢驗

運用Eviews7.2軟件對LNGZXSRt和LNINDt、LNURBt的單位根進行ADF平穩性檢驗，用AIC和SC信息準則檢驗得知，LNGZXSRt、LNINDt、LNURBt的ADF檢驗統計值均大于5%置信水平下的臨界值，所以不能拒絕原假設，意味著序列LNGZXSRt、LNINDt、LNURBt非平穩。將上述序列一階差分后進行單位根檢驗，三者的ADF檢驗統計量均小于5%置信水平下的臨界值，因此拒絕原假設。也就是說，經過一階差分后，非平穩序列LNGZXSRt、LNINDt、LNURBt變為平穩序列DLNGZXSRt、DLNINDt、DLNURBt?？梢姡珼LNGZXSRt、DLNINDt、DLNURBt序列平穩，無單位根。使用該樣本數據建立VAR（P）模型。經過試驗，將變量滯后期選為2。

3、模型穩定性檢驗

對其VAR（2）模型的平穩性進行檢驗可知，VAR（2）模型變量的特征根均落在單位圓內，說明模型穩定，三者在樣本期存在穩定的關系。DLNGZXSRt、DLNINDt、DLNURBt動態關系的方程式如下：

從方程（1）看，DLNINDt滯后1期系數為正，滯后2期系數為負，若2期的區相同值，系數之和為負，說明滯后期工業化對當前期農民工資性收入有反向作用，滯后期工業化抑制了當前期農民工資性收入增加；當DLNURBt（-1）、DLNURBt（-2）相等，系數之和為正，說明滯后期城鎮化對當前期農民工資性收入有正向促進作用；DLNGZXSRt滯后1期、2期的系數均為正，說明滯后期農民工資性收入對當前期農民工資性收入有正向促進作用。從方程（2）看，DLNGZXSRt滯后1、2期系數均為正，說明滯后期農民工資性收入對當前期工業化有正向促進作用。從方程（3）看，當DLNGZXSRt（-1）、DLNGZXSRt（-2）相等，系數和為正，說明滯后期農民工資性收入對當前期城鎮化發展有正向促進作用。

圖3 DLNGZXSRt、DLNINDt、DLNURBt的方差分解曲線

4、脈沖響應分析

對變量DLNGZXSRt、DLNINDt、DLNURBt進行脈沖響應分析，結果見圖2。

據圖2可知，觀察期為10時，農民工資性收入對自身一個標準差變動反應強烈，從第1期的4.5%迅速降為第2期的-2.3%，隨后各期在0上下波動，但總體累積效應為正。工業化對農民工資性收入的累積效應為正，說明工業化長期對農民財產性收入有正向促進作用。農民財產性收入對城鎮化波動的反應在第3、4期為負，其它各期為正，以后各期在0波動。綜上，城鎮化對農民工資性收入累積效應為正，說明長期內城鎮化發展對農民工資性收入有正向促進作用。

工業化第1期對農民財產性收入沖擊無響應，且農民工資性收入波動累積效應為正，說明長期內農民工資性收入增長有利于工業化發展。城鎮化對農民工資性收入波動沖擊的響應在各期為正，農民財產性收入對城鎮化的累積效應為正。

5、方差分解

對VAR（2）模型進行方差分解可以得圖3所示的方差分解曲線圖。從農民工資性收入方差分解曲線看，從第3期開始方差分解穩定，農民工資性收入受城鎮化沖擊影響較大，約占總預測誤差的64%，受其自身沖擊影響次之，約占30%左右，受工業化影響最弱，約占6%。從工業化方差分解看，從第2期開始，方差分解穩定，工業化受其自身沖擊影響最大，占總預測誤差的84%左右，城鎮化沖擊約占11%，農民工資性收入沖擊約占5%。從城鎮化方差分解看，從第2期開始，方差分解穩定，城鎮化受其自身沖擊影響最大，約占總預測誤差的90%，工業化沖擊約占8%，農民工資性收入沖擊約占2%。

三、結論與建議

圖2 DLNGZXSRt、DLNINDt、和DLNURBt的脈沖響應曲線

總之，農民工資性收入受城鎮化影響最大，約占64%；工業化的影響約占6%。這可以歸因于工業化、城鎮化有利于拓展農民工資性收入渠道。城鎮化發展進程快，農民工資性收入提高較快，與工業產業就業門檻高相比，城鎮化發展能夠轉移大量農民工就業，對農民工資性收入的增加促進作用較強。其次，農民工資性收入對自身具有正向促進作用，約占30%，這可以歸因于農民收入增加會增加教育、培訓、健康保健支出，通過“干中學”提升了農民的知識、素質、能力、眼界，進而提高勞動生產率，有助于獲取較高的工資性收入。

1、加快農村制度改革

首先，加快戶籍制度改革，建立城鄉公平的就業制度、工資制度、城鄉統一的社保制度。其次，改革、完善農村教育制度、農村行政管理體制，讓農民有更多權利、機會分享工業化、城鎮化發展成果。最后，加大農村企業扶持力度，增強農村企業吸納農民就地就業能力。

2、加大農民工資性收入制度創新力度

長期以來，運用價格手段調動農民務工積極性發揮了極大作用，但農民勞動力供給過大情況下，使用價格手段提高農民工資的效果不顯著。要拓展農民工資性收入增加空間，必須充分發揮農民務工補貼效能，發揮市場在農民工資性收入形成中的作用，鼓勵農民就業、創業，著力于符合農民需求的就業方式創新。

3、建立工業部門招收農民工激勵機制

當前工業部門所需知識、技術、能力等要求，使得農民僅僅依靠簡單勞動增加工資性收入變得極為困難。建立工業部門招收農民工激勵機制，例如采取崗前、在崗培訓等辦法，不僅增加農民工資性收入，而且為工業生產儲備熟練工人，真正實現工農互惠。

[1]常文濤：農民財產性收入與城鎮化互動關系分析——基于1978—2012時間序列數據[J].價格理論與實踐，2013（4）.