我國農村勞動力轉移對城鎮化的影響

聶 馨

南京審計大學經濟與貿易學院，江蘇南京，210000

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我國農村勞動力轉移對城鎮化的影響

聶 馨

南京審計大學經濟與貿易學院，江蘇南京，210000

農村勞動力轉移是一個動態演變的過程。農村勞動力轉移不僅通過影響經濟發展水平、教育水平和城市基礎設施配置而影響城鎮化進程，而且通過農村轉移人口直接影響城鎮化的發展速度。運用1995-2014年全國城鎮化和勞動力轉移數據，建立多元回歸方程和格蘭杰因果檢驗，驗證農村勞動力轉移對城鎮化的影響。結果表明：農村勞動力轉移會顯著促進城鎮化的發展，但城鎮化反作用于農村勞動力轉移的效應不明顯。加快消除農村勞動力歧視性政策和非平等化待遇，使進城務工人員都能享受到無差別的基本公共服務均等化待遇，是保證城鎮化又好又快發展的關鍵內容。

農村勞動力轉移；城鎮化；動態演變

1 提出問題和相關研究

改革開放以來，我國城鎮化進程不斷加快。1978年到2015年，我國城市數量從193個增加到656個，其中，地級及以上城市由1978年111個增加到292個；城鎮化率從17.92%提高到56.1%，提高了38.18個百分點，年平均增長率超過1%。城鎮化的快速發展，吸納了大量的農村勞動力轉移就業。根據《2015年國民經濟和社會發展統計公報》，2015年全國人戶分離人口規模達到2.94億人，其中，外出農民工16884萬人。持續大規模的農村勞動力轉移，一方面優化了勞動力資源的合理配置，提高了勞動生產率，促進了經濟發展；另一方面，龐大的勞動力轉移給流入地就業、社保、教育、醫療等公共資源和社會治安等方面都帶來了挑戰。城鎮化的實質是人口經濟活動的轉移。城鎮化發展影響勞動力轉移，勞動力轉移也會影響城鎮化發展。

目前，已有文獻涉及勞動力轉移和城鎮化研究。有的將城鎮化作為背景來研究勞動力轉移[1-3]；有的研究轉移人口市民化對城鎮化速度和質量的影響，如蔡日方認為要以農民工市民化推進城鎮化[4]。孫久文和周玉龍研究城鄉差距對城鎮化的影響時，認為阻礙勞動力轉移不利于城鎮化發展[5]。陳柳欽認為城鎮化滯后于工業化，制約了農村勞動力轉移[6]。還有的研究勞動力轉移和城鎮化互相作用，比如齊剛認為通過發展小城鎮來實現農村勞動力轉移存在很多的問題[7]。劉純彬通過實地調查定性分析了農村勞動力轉移和城市化進程的因果關系，并就二者協調發展提出了建議[8]。張紅宇根據農村勞動力轉移數據，認為當前中國的城鎮化與勞動力轉移是不同質的，勞動力轉移的阻力造成城鎮化發展的滯后[9]。縱觀已有文獻，大部分的研究認為農村勞動力的轉移與城鎮化進程存在一個單向關系，即把農村勞動力轉移看作城鎮化進程加快之后才開始存在的單向轉移，而對于兩者之間的相互協調關系的研究比較少見，且缺乏實證檢驗。基于此，本文在探討二者相互影響機制的基礎上，實證分析勞動力轉移與新型城鎮化的相互關系，并提出一些建議。

2 理論分析

2.1 農村勞動力轉移是一個動態演變的過程

城鎮化是一個逐步打破城鄉二元結構、實現城鄉一體化的過程。城鄉一體化最核心的部分是實現農村居民和城鎮居民的一體化，即城鎮化的主體是農民。自戶籍制度松動以來，農村剩余勞動力開始了大規模地由農村到城鎮，由第一產業到第二、三產業的轉移，促成這種轉移的原動力是為了改善生活條件，因此農村勞動力為了實現效益最大化而在地區間頻繁轉移。這種農村勞動力在地區間呈現頻繁轉移的特征決定了一個城市或地區的城鎮化推進需要考慮自身的內在吸引力和凝聚力，尤其需要考慮勞動力的動態轉移對流入地和流出地人口結構以及對城鎮化進程的內在沖擊。《中國流動人口發展報告(2015)》指出，我國流動人口居留穩定性不斷增強，2014年流動人口在現居住地居住平均時間超過3年以上的占55%，半數以上流動人口有今后在現居住地長期居留的意愿。同時流動人口子女在現居住地出生的比例不斷上升，2013年流動人口子女在現居住地出生的比例達到58%，農村勞動力轉移在不斷地改變著流入地區的人口結構。由此可見，在城鎮化過程中，不僅要考慮外來勞動力(主要是農村勞動力)的已有存量，還須關注已有外來勞動力的增量及其動態變化的影響。

2.2 城鎮化內生于農村勞動力轉移的動態過程

農村勞動力轉移涉及人口學、社會學和經濟學等諸多學科，因此，農村勞動力轉移既直接影響城鎮化的發展，又通過影響流入地區的產業結構、城市資源配置乃至經濟發展等間接影響城鎮化水平。

第一，農村勞動力轉移促進了流入地區經濟的發展,這是城鎮化發展的基石。勞動力自由流動尤其是農村剩余勞動力的轉移，有利于實現資源的優化配置，提高社會生產率，這是實現經濟增長的基礎和前提。自放松人口流動政策以來，勞動力的流動一直是我國經濟發展的重要動力，伴隨著技術進步，部門勞動生產率得到提高,勞動力的自由流動實現了技術和人力的良性配對,從而促進了經濟發展。城鎮化的過程始終伴隨著經濟發展的過程，經濟長期穩定的增長是實現城鎮化發展的基石。

第二，農村勞動力轉移促進了產業結構調整，這是城鎮化發展的動力。產業結構的非農化轉換與發展是決定城鎮化的關鍵因素，農村勞動力轉移到城鎮，直接推動了城鎮產業結構由第一產業為主向第二、三產業為主的轉變，一方面非農產業的發展會提高城鎮的就業能力，從而提高城鎮人口比例，推動城鎮化進程；另一方面產業發展過程中出現的規模效應和集聚效應會擴大城鎮化的規模。

第三，勞動力轉移加速了城市的基礎設施建設，為城鎮化發展打下基礎。由于城鄉收入水平的差異，一方面各地方政府不斷加大基礎設施投資力度，創造了大量的就業崗位，吸引了大量農村勞動力流入城鎮；另一方面大量農村剩余勞動力涌入城市，由于他們不具備一定的文化和技術水平，只能投身到城鎮基礎設施建設中。這種“推-拉”效應形成了常態化的勞動力往返流動，對城鎮化水平造成影響。

第四，勞動力轉移直接加速了城鎮化的發展。人口流動使得流入地和流出地的城鎮化水平都有不同程度的提高[10]。農村勞動力轉移進入城市，思維模式和生活習性漸漸趨于城市化，這種“外來勞動力的市民化”是城鎮化的核心，是城鎮化的本質內容。農村勞動力轉移填補了城鎮崗位的空缺，有利于發展規模經濟和區域協調發展。

3 實證分析

3.1 模型設定

采用多元回歸方程進行計量分析,假設如下初始計量模型：

urt=μt+∑Xj+τ

(1)

式中，t表示時期,Xj(j=1,2，…，6)表示各解釋變量。由于時間序列數據可能存在一些無法觀測的時間趨勢因素而干擾回歸結果的真實性，所以本文在回歸方程中加入時間趨勢變量τ。μt為殘差項，表示除了解釋變量以外其他可能影響被解釋變量的因素。此外，本實證檢驗忽略外部性因素影響。

3.2 指標選取與數據來源

根據理論分析，農村勞動力轉移對城鎮化的影響既直接又間接。為檢驗理論分析的有效性，本文選取1995-2014年全國城鎮化和農村勞動力轉移數據進行實證檢驗，所有變量的原始數據來源于《中國統計年鑒2015》。

城鎮化水平衡量方法有單一指標法與綜合指標法之分，通常分析城鎮化與某一因素的影響關系選用單一指標法，考慮到數據的可獲得性和口徑問題，本文用城鎮人口與年末總人口之比衡量城鎮化水平。農村勞動力轉移規模指標的估算沿用何建新[11]的方法，用二、三產業勞動力總量與城市實際從業勞動力數量間的差額表示。除上述三個變量外，還包括人均實際國內生產總值、第二產業占GDP比重和一般政府財政支出三個變量。其中，為消除物價的影響，對人均實際GDP以2010年為基期進行了價格指數調整。另外，為避免時間序列數據中可能存在的異方差現象，對農村勞動力轉移、人均實際GDP和地方政府財政支出進行了對數變換。表1列出各變量的描述性統計值，所有變量的均值都遠大于標準差，表明變量數據波動性較小，數據平穩。

表1 變量的描述性統計

3.3 回歸結果與分析

3.3.1 序列平穩性檢驗

實際經濟運行中絕大部分時間序列都是非平穩時間序列，若不經過平穩性檢驗，易發生“偽回歸”問題，從而使回歸結果失去統計分析的意義。隨著計量經濟學的不斷發展，出現了包括ADF檢驗法、PP檢驗法、KPSS檢驗法、DFOGLS檢驗法、ERS檢驗法、NP檢驗法以及霍爾工具變量法等。為了提高時間序列單位根檢驗結果的可信性,本文選用ADF檢驗、PP檢驗和DF-GLS三種方法綜合判斷時間序列是否平穩。經過檢驗，各變量的原始序列均不平穩，但都能接受序列的二階差分為平穩過程的假設，在對各序列取二階差分后，再次進行平穩性檢驗，表2列出了含趨勢項的檢驗結果。

表2 各變量ADF檢驗結果

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%顯著性水平上顯著。

從表2可以看出，各個變量至少通過了兩種方法的平穩性檢驗。對于城鎮化率、農村勞動力轉移規模、第二產業產值占比三個指標，ADF檢驗、DF-GLS檢驗、PP檢驗均能夠在1%的顯著性水平下拒絕對數差分后的序列有單位根的原假設，人均GDP和一般財政支出三種檢驗至少在5%顯著性水平上都拒絕原假設，這充分說明經過二階差分后的變量序列為平穩序列。

3.3.2 協整檢驗

平穩性檢驗表明，城鎮化率和農村勞動力轉移規模表現出同階單整，可以進一步探究是否存在協整關系。表3為Johansen多變量系統極大似然法對多變量的時間序列進行協整檢驗結果，根據AIC和SC信息準則，確定JJ協整檢驗的滯后階數為1。跡統計值為299.2746，遠大于5%顯著性水平下的臨界值，拒絕變量之間不存在長期均衡關系的原假設，即變量之間有且只有一個協整關系，可以進行OLS回歸。

表3 Johansen檢驗結果

注：表中*號表明有且只有一個協整關系。

3.3.3 格蘭杰因果檢驗

時間序列中常會出現沒有因果關系的變量之間常常有很好的回歸擬合結果的現象，因為回歸分析本身不能檢驗因果關系的存在性，也無法識別因果關系的方向，格蘭杰(Clive W. J. Granger)將因果關系的定義為“依賴于使用過去某些時點上所有信息的最佳最小二乘預測的方差”，并以此為基礎開拓了Granger 因果關系檢驗。首先對城鎮化率和農村勞動力轉移規模進行普通二乘法回歸，對回歸后的殘差序列E進行ADF檢驗，ADF檢驗值為-2.1516，小于5%顯著性水平下的對應臨界值，表明殘差序列E為平穩序列。然后通過AIC和SIC信息準則得到城鎮化率和農村勞動力轉移量的最優滯后項為6階，最后進行Granger 因果關系檢驗(表4)。

表4 格蘭杰因果檢驗結果

在5%的顯著性水平上，農村勞動力轉移是城鎮化水平提高的Granger原因，但城鎮化水平的提高并不是農村勞動力轉移的Granger 原因。從理論上看，城鎮化與農村勞動力轉移應是兩個相輔相成、相互促進的過程，然而格蘭杰因果檢驗卻沒有認同這一點。城鎮化發展不僅是農村人口居住地點向城鎮的轉移或農村勞動力從事第一產業向第二、第三產業的轉移，而且要擴散和傳播城市文明、城市意識在內的城市生活方式，最終完成農村轉移人口由農民到市民的轉變。而當前農村勞動力轉移到城鎮后依然無法擺脫農民的身份，不能享受與城鎮居民相同的公共服務和社會保障，轉移的農村勞動力很難在城鎮定居下來而成為真正的城鎮居民，最終不得不選擇返鄉。近幾年開始在很多省份(比如安徽、湖南)出現的農民工回流現象便是很好的例證。

3.3.3 多元回歸結果分析

首先計算各解釋變量之間的簡單相關系數，發現人均GDP與其他解釋變量的相關系數較高，將對數化的人均GDP作一階差分，變換為人均GDP增長率。再計算簡單相關系數，發現解釋變量間的各相關系數全部小于0.6，進一步計算變量的方差膨脹因子，均不超過3，可以認為此時模型不存在嚴重的多重共線性，接著進行下一步的分析。

表5 多元回歸分析結果

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%顯著性水平上顯著。

多元普通二乘法回歸結果見表5。各模型的擬合系數都超過0.8，F統計量也都在1%顯著性水平上拒絕原假設，說明模型的擬合性較好。從回歸結果看，農村勞動力轉移對城鎮化的影響方向顯著為正。模型1到模型4解釋變量不斷增加，農村勞動力轉移系數分別為55.54和55.56，并沒有發生明顯變動，表明農村勞動力轉移對城鎮化的直接影響顯著且穩定。第二產業產值占比提高對城鎮化發展有積極的影響。模型2中，在控制其他變量的情況下，第二產業產值占比每提高1個百分點，城鎮化率約提高0.46個百分點。一般政府財政支出和人均GDP增長率對城鎮化的影響為負，但均不顯著。長期以來，我國政府出資的公共基礎設施和社會保障體系建設都向城市傾斜，城鄉差距也隨著經濟水平的提高而不斷擴大，使得農村轉移人口定居城鎮越來越不易，不利于城鎮化的發展。

4 結 論

本文通過理論和實證分析表明，農村勞動力轉移既直接又間接地促進了城鎮化的發展。一方面，依靠大量廉價勞動力輸入到城鎮，經濟實現了快速增長，長期的城鄉二元結構保證了勞動力大量供給；另一方面，近年來，農村勞動力就業行業逐漸向工業和服務業轉移，就業區域結構也逐漸調整與優化，勞動力資源的優化配置和產業結構的優化調整成為實現城鎮化發展的保障。

城鎮化最終是要消除城鄉二元結構，實現城鄉一體化協調發展，這就需要解決農民工市民化制度障礙問題，有關部門應不斷創造條件逐步取消戶籍制度，建立統一的人口登記制度，解決農村轉移勞動力市民化的制度壁壘，吸納更多的農村剩余勞動力，提高他們的收入，促進農民工市民化。推進基本公共服務均等化的制度安排，加快消除農村勞動力歧視性政策和非平等化待遇，使進城務工人員都能享受到無差別的基本公共服務均等化待遇，保證城鎮化又好又快發展。

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[3]李亦楠,邱紅.新型城鎮化過程中農村剩余勞動力轉移就業研究[J].人口學刊,2014,36(6):75-80

[4]蔡日方.以農民工市民化推進城鎮化[J].經濟研究,2013,48(3):6-8

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(責任編輯：周博)

2016-08-09

聶馨(1992-)，女，江蘇興化人，在讀碩士研究生，主要研究方向：勞動力轉移。

10.3969/j.issn.1673-2006.2016.11.001

F323.6

A

1673-2006(2016)11-0001-04