新型城鎮化對農民工資性收入的影響研究

李愛玲 王凱

內容摘要：農民工資性收入是農民收入的重要組成部分，工業化和城鎮化作為衡量新型城鎮化的重要指標是影響農民工資性收入的主要因素。本文對工業化和城鎮化與農民工資性收入的關系進行研究，以湖北省1995-2016年的統計數據構建VAR模型，并結合工業化和城鎮化水平與農民工資性收入的實際情況進行分析，針對湖北省新型城鎮化如何提高農民工資性收入提出政策建議。

關鍵詞：湖北 工業化 城鎮化 工資性收入

引言

2017年中央下發的一號文件，已經連續5年聚焦農業現代化，著重提出加快推進新型城鎮化、推進農村產業融合、促進農民收入持續較快增長。新時期，我國工業總量持續增長促進了經濟的發展和就業崗位的增多，使農村剩余勞動力向工業產業轉移，大量的農村人口到城市尋求發展，使城鎮化進入到快速發展模式。另外，我國不斷加大對新興戰略性產業的扶持力度，工業結構隨之調整，這也促進了城鎮化的發展力度。工業化發展不僅增加農村人口的就業機會，而且創造出更多財富來改善農民的物質生活條件，為新型城鎮化的發展提供了保障。

農民增收是“三農”問題的核心之一，增加農民收入不僅關系到農民生活改善，也是保障農村經濟發展、社會穩定的基本要素，更是全面實現社會主義新農村建設的目標之一。湖北省是一個農業大省，通過改革開放30年對農村生產關系的不斷變革和完善，不斷解放農村生產力，使農業和農村經濟展現新的活力，農民生活日益富足。根據《湖北省統計年鑒》公布的數據，在湖北省農民的收入構成中，工資性收入在農民人均純收入中的比重已經從1995年的12.7%上升到2016年的31.6%，對農民增收的貢獻率穩步提升。因此，通過建立模型來分析湖北省工業化、城鎮化發展與農民工資性收入的關系，對于制定促進湖北省農民增收的相關政策具有指導作用。近年來，如何提高農民收入是整個社會談論的熱點，從研究方法看，主要分為以下兩大類。

定性方面的研究。關于工業化和城鎮化對農民增收的影響，林毅夫（2002）認為縮小城鄉貧富差距，一方面應大力開展農村城鎮化建設，創造大量就業機會，增加農民收入，另一方面還應在農村發展勞動密集型產業，擴大非農就業機會。魏志甫（2015）提出開展農業型工業化發展、促進農業發展方式的轉變是提高農民收入的重要途徑。關于影響農民工資性收入的因素，李麗（2016）提出近年來陜西省農民工資性收入成為主要來源，提出發展特色農業、促進農民就業、加快城鄉統籌建設、深化農村產權改革等建議。

定量方面的研究。關于工業化對農民增收的影響，陳海燕和陳佳陽（2013）在分析重慶市農民收入水平時指出工業化的影響呈現出倒“U”和“U”兩種類型。童俊和王凱（2017）通過構建模型，驗證了工業化率與農民純收入呈正相關，但工業化率對農民純收入有一定的滯后性。關于城鎮化對農民增收的影響，王鵬飛和彭虎鋒（2013）通過構建變截距模型，分析了城鎮化進程對于農民收入水平的影響存在區域性差異，中部地區的帶動作用最大，東部地區其次，西部地區最小。張文麗等（2014）構建VAR模型對山西省城鎮化發展與農民增收的相關性進行了分析，得出了兩者的相關性長期更具顯著性。關于影響農民工資性收入的因素，常文濤和周新建（2013）經過實證分析，認為工業化與城鎮化相互促進，并對農民增收有正向影響，城鎮化作用更為顯著。

指標選擇與數據來源

（一）變量選取和說明

本文以新型城鎮化與農民工資性收入之間的關系為主要研究內容，以工業化率和城鎮化率作為重要指標來衡量新型城鎮化，所用數據來源于1995—2017年度的《湖北統計年鑒》。

所選指標如下：工業化率（IND）用歷年工業增加值與其對應年份GDP比值來表示；城鎮化率（URB）用歷年城鎮人口與總人口比值來表示；農民工資性收入（PIN）采用消除價格因素影響后得出的農民工資性收入數據，以1995年為基期用不變價格標示，以消除通貨膨脹或者價格變化帶來的影響。

（二）平穩性檢驗

本研究采用的樣本是時間序列數據，因此需要進行變量的平穩性檢驗，因為非平穩的時間序列回歸無效，是偽回歸。為了避免異方差對樣本數據的負面影響，將上述各變量取對數并分別記作LNIND、LNURB和LNPIN。應用Eviews9.0對變量進行ADF平穩性檢驗，檢驗結論如表1所示。DLNIND、DLNURB、DLNPIN分別是變量LNIND、LINURB、LNPIN的一階差分值。

由檢驗結果可知，變量LNIND、LINURB、LNPIN的ADF檢驗值均大于5%置信度的臨界值，說明這三個序列均為非平穩序列。將此三個變量進行一階差分之后再進行單位根檢驗，結果表明一階差分后的變量ADF檢驗值均小于5%置信度的臨界值，是平穩序列，可以進行協整檢驗。

模型構建及分析

（一）VAR模型構建

根據平穩性檢驗結果，LNIND、LINURB、LNPIN是平穩序列，因此可以構建VAR（P）模型，利用Eviews9.0進行模型滯后階數的確定，同時考慮各準則的優度以及自由度，將模型的最佳滯后階數設定為2。當滯后階數定為2時，評價指標中有4個認為應該建立VAR（2）模型。因此，本研究選擇滯后期為2并建立VAR（2）模型。

（二）模型的穩定性檢驗

判斷VAR模型穩定條件是VAR模型對應特征方程的特征根絕對值小于1。根據Eviews9.0得出特征根圖，如圖1所示。

VAR（2）模型的6個特征根均在單位圓內部，所以模型是穩定的，也就是說工業化、城鎮化與農民工資性收入之間存在長期穩定的關系。

用方程表示DLNIND、DLNURB、DLNPIN互動關系的VAR模型如下：

LNIND=1.305*LNIND（-1）-0.432*LNIND（-2）-0.15*LNURB（-1）-0.046*LNURB（-2）-0.065*LNPIN（-1）+0.084*LNPIN（-2）-0.328

LNURB=0.553*LNIND（-1）-0.702*LNIND（-2）+0.516*LNURB（-1）-0.169*LNURB（-2）-0.066*LNPIN（-1）+0.22*LNPIN（-2）-1.716

LNPIN=1.562*LNIND（-1）-1.562*LNIND（-2）-0.103*LNURB（-1）+0.409*LNURB（-2）+1.07*LNPIN（-1）-0.15*LNPIN（-2）+0.93

從第一個方程可得知，滯后期的工業化促進當期的工業化，滯后期的城鎮化抑制了工業化的發展，滯后期的農民工資性收入對當期工業化有正向影響。從第二個方程可得知，滯后期的工業化對城鎮化的發展有抑制作用，滯后期的城鎮化對當期的城鎮化有促進作用，滯后期的農民工資性收入對當期城鎮化有正向影響。從第三個方程可得知，滯后期的工業化對當期的農民工資性收入有正向影響，滯后期的城鎮化對農民工資性有正向影響，滯后期的農民工資性收入對當期的農民工資性有正向影響。

（三）Granger因果關系檢驗

在VAR模型中，檢驗變量之間的Granger因果關系是必不可少的，對VAR（2）模型進行Granger因果關系檢驗，結果如表3所示。

對因變量為LNIND的方程進行分析可得知，接受LNURB不是LNIND的Granger原因，由于發展城鎮化和工業化都需要資源的投入，但是資源是有限，因此如果城鎮化發展投入資源多，就會影響到工業化的投入，制約工業化的發展；接受LNPIN不是LNIND的Granger原因，農民工資性收入增加會對農業生產或生活方面開支有正向影響，對工業化發展并沒有顯著的促進作用；聯合檢驗接受不是LNIND的Granger原因，即城鎮化和農民工資性對工業化沒有顯著的正向影響。

對因變量為LNURB的方程進行分析可得知，接受LNIND不是LNURB的Granger原因，原因和上述LNURB不是LNIND的Granger原因類似；拒絕LNPIN不是LNURB的Granger原因，即農民工資性收入增加對城鎮化的發展具有顯著影響；兩者的聯合檢驗拒絕不是LNURB的Granger原因，即農民工資性收入和工業化進程對城鎮化發展有正向影響。

對因變量為LNPIN的方程進行分析可得知，拒絕LNIND不是LNPIN的Granger原因，工業化的發展對農民工資性收入會有直接影響；接受LNURB不是LNPIN的Granger原因，城鎮化發展對農民工資性收入沒有顯著的促進作用；兩者的聯合檢驗接受不是LNPIN的Granger原因，即工業化和城鎮化的共同發展并沒有對農民收入的增長有顯著促進作用。

（四）脈沖響應分析

利用上面建立的VAR（2）模型，對變量LNIND、LNURB和LNPIN進行脈沖響應分析，結果如圖2所示。

觀察圖2可以發現，對于工業化來說，一個標準差變動對其自身沖擊比較顯著；對城鎮化變動的累積效應為正，說明城鎮化對工業化存在正向促進作用；對農民工資性收入累積效應為正，說明保持農民工資性收入的長期穩定增長有利于湖北省的工業化發展。對于城鎮化來說，城鎮化變動對自身的沖擊比較顯著，而工業化對城鎮化的累積效應為正，農民工資性收入對城鎮化的累積效應為微弱的正向作用。對于農民工資性收入來說，其對自身的效應為弱的正向作用，對工業化的影響同樣為弱的正向作用，而對城鎮化的影響累計效應為弱的負向作用。

（五）方差分解結果

方差分解是通過分析每一個沖擊對內生變量變化的貢獻度。對VAR（2）模型進行方差分解，得到方差分解結果如表4所示。

工業化發展受自身沖擊的影響在第一期達到了100%，隨后逐漸降低；工業化發展對于來自城鎮化的沖擊很弱，第一年為0，第二年上升至0.17%，到第5期才穩定在1.5%左右；工業化的發展對于來自農民工資性收入的沖擊很弱，第一年為0，第二年上升至0.58%。從總體上看，在第16期后方差分解保持大致穩定，工業化自身變動對工業化的沖擊最大，約占總體的81%左右。由此可知，工業化自身的沖擊最顯著，農民工資性收入和城鎮化的沖擊均不顯著。

城鎮化發展對來自于工業化發展的沖擊反應均比較弱，在10%左右；城鎮化發展受到自身沖擊影響在前5年比較強，在70%左右，在其后隨著時間的推移逐漸降低；城鎮化發展對于來自農民工資性收入的沖擊比較弱，第一年為0，隨后逐年上升。從總體上看，在第16期后方差分解保持大致穩定，工業化發展對城鎮化的沖擊比較小，城鎮化發展受到自身沖擊的影響占45%，而農民工資性收入的沖擊約為40%。由此得知，城鎮化發展對自身沖擊最顯著，對農民工資性收入略低，對工業化發展的沖擊最弱。

農民工資性收入來自于工業化的沖擊比較弱，第一期約為10%，隨后逐年遞增，到第16期后穩定在40%左右；農民工資性收入對于來自城鎮化的沖擊第一年只有30%，隨后逐年遞減，在第5期之后穩定在17%左右；農民工資性收入受到自身沖擊影響比較強，第一年有56%，隨后幾年有所波動，在第16期后大致穩定在46%左右。從總體上看，農民工資性收入對自身沖擊最大，占46%左右，工業化發展對農民工資性收入沖擊次之，對城鎮化的沖擊最弱，只占17%左右。由以上分析可得知，農民工資性收入自身的沖擊最顯著，而工業化發展對農民工資性收入沖擊次之，城鎮化的沖擊最弱。

對策和建議

（一）積極推進農業生產規?；?/p>

首先，因地制宜推進多樣化農村工業，農村有大量農工兼業的農戶，是農村家庭發展工業的有利資源，同時通過發展工業還可以促進農村服務業的發展；其次，推進農村現代化建設，建立健全農產品生產和銷售網絡，提高農產品的交易量，同時帶動農民增收；最后，城市大工業帶動農村，通過一些政策促進地方工業的振興，帶動農村工業和服務業的發展，引導農村剩余勞動力向其他產業轉移。

（二）推進農業供給側結構性改革

要推動一二三產業融合發展，努力構建農業支持保護體系，相對于調整產品結構、就農業論農業的“內力培育”，改革是“打通外援”的新思路。也就是說，不僅要補齊農產品加工的固有短板，還要轉變財政惠農方式和金融支農方式，以集體產權、信貸保險等領域政策創新為杠桿，以確權賦能盤活農村沉睡資產，用公共資金掘開社會資本，從而撐起農民增收的腰包，促進現代農業的繁榮發展。

（三）調整工業產業的內部結構和發展模式

鼓勵在小城市和小城鎮發展工業企業，方便農村勞動力乘車上下班，這樣可以避免農民的搬遷，繼續留在農村生活。這種替代性的發展戰略更加人性化，不僅能夠降低企業和農民各方面的成本，而且降低了由于勞動力轉移而產生的投資，同時可以減少農村勞動力轉移所帶來的一些問題，降低由于生活習慣、工作方式不同引發的不適感。

（四）提高農民創新創業的積極性

加快創新驅動發展，提高農民創新創業的積極性，應該將區域經濟發展與農民創業結合起來，積極發展農產品加工，打造休閑農業、特色鄉村旅游，帶動農村服務業蓬勃發展，促進農村的產業融合。推進農村青年創業富民行動，鼓勵大學生村官引領農民創業，對符合條件的創業項目給予信用貸款、擔保貸款支持，并按規定享受貼息政策。圍繞地方優勢特色的農產品，積極鼓勵農村青年進行電商創業，定制打造農產品網商孵化器，將特色農產品供應鏈和農村青年網商創業有機結合起來，既解決農產品銷售問題也為農民提供就業機會。

參考文獻：

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2.魏志甫.農業型工業化：促進我國農業發展方式轉變和經濟發展的新途徑、新亮點[J].財政研究，2015（7）

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4.陳海燕，陳佳陽.重慶城鎮化發展與農民收入關系的實證分析[J].理論與現代化，2013（5）

5.童俊，王凱.湖北省工業化和城鎮化對農民收入影響的實證研究[J].商業經濟研究，2017（12）

6.王鵬飛，彭虎鋒.城鎮化發展影響農民收入的傳導路徑及區域性差異分析—基于協整的面板模型[J].農業技術經濟，2013（10）

7.張文麗，黃樺，栗挺.城鎮化進程與農民收入增長的動態相關性—基于山西數據的分析與考量[J].經濟問題，2014（10）

8.常文濤，周新建.工業化、城鎮化與農民財產性收入關系研究[J].統計與決策，2013（24）