孫玉娜，李錄堂，薛繼亮

（西北農(nóng)林科技大學 經(jīng)管學院，陜西 楊凌 712100）

農(nóng)民是否愿意遷移，是中國農(nóng)村城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進程能否加快的關(guān)鍵。農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，農(nóng)村富裕勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，是工業(yè)化和現(xiàn)代化的必然趨勢，也是農(nóng)民工遷移的必然趨勢。改革開放以來，在城鎮(zhèn)化進程中，我國從農(nóng)村向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移人口的數(shù)量一直為政府和社會各界所關(guān)注。因此有必要研究農(nóng)民工遷移的內(nèi)在關(guān)系和影響因素，找出農(nóng)民工遷移的關(guān)鍵制約因素，為實現(xiàn)農(nóng)民工的合理有序遷移提供理論依據(jù)和現(xiàn)實解釋。

1 文獻綜述

與發(fā)達國家相比，我國的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)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(guī)模農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)并不是永久性遷移，而是呈現(xiàn)出很強的暫時性和不穩(wěn)定性特征，隨著經(jīng)濟周期和政策周期的變化，一些學者經(jīng)驗研究表明，目前外來農(nóng)民工的流動表現(xiàn)為短期的而非持久性的[1]，定居城市意愿不強[2]。

從工作穩(wěn)定性角度看，我國農(nóng)民工是一個職業(yè)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(jié)果表明農(nóng)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(guī)避風險而傾向于不主動流動。李強[4]認為農(nóng)民工的初次職業(yè)流動實現(xiàn)了職業(yè)地位的較大上升，而農(nóng)民工的再次職業(yè)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(xiàn)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(nóng)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(nóng)民工離職原因和老一代農(nóng)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(diào)查數(shù)據(jù)，對城市農(nóng)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(nóng)民工的流動已呈現(xiàn)明顯的家庭化特點，1984～2006年，家庭式遷移發(fā)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(jīng)濟學理論為依據(jù)的家庭因素變量對農(nóng)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(nóng)民工遷移的總體模式。在深圳、東莞等農(nóng)民工聚集地，甚至可以看到整個村子復(fù)制過來的群落，形成一個亞農(nóng)村社會生活圈。

從遷移風險成本來看，錢雪飛[8]認為農(nóng)民工城鄉(xiāng)遷移的個人風險成本包括不穩(wěn)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(nóng)民工城鄉(xiāng)遷移個人風險成本對農(nóng)民工本人及其家庭、輸入地城市經(jīng)濟、城鄉(xiāng)差距、社會穩(wěn)定以及城市化進程等六個方面的負面影響。此外，農(nóng)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(nóng)村人口的遷移決策行為產(chǎn)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(jīng)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(guān)，表現(xiàn)出較強的復(fù)雜性和階段性。朱農(nóng)[13]分析了遷移前后的經(jīng)濟因素的影響，程名望等[14]認為城鎮(zhèn)的拉力，特別是城鎮(zhèn)工業(yè)技術(shù)進步，是農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的根本動因。而二元經(jīng)濟背景下，公共產(chǎn)品在城鄉(xiāng)居民、流動人口間分配政策的差異也對勞動力遷移行為產(chǎn)生了深刻影響[15]。

因此，當前我國關(guān)于農(nóng)民工遷移理論研究大多集中于遷移影響因素、農(nóng)民工遷移方向、遷移農(nóng)民工培訓、農(nóng)民工遷移及經(jīng)濟效應(yīng)等層面上，理論研究還缺乏一定系統(tǒng)性和實用性。從實踐上看，農(nóng)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(nóng)民工遷移的階段性，探索其影響要素，以期達到研究農(nóng)民工遷移演進的目的。

2 樣本說明和數(shù)據(jù)來源

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

農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)民純農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入等三個變量數(shù)據(jù)來源于 《55年中國統(tǒng)計資料匯編》和 《農(nóng)業(yè)發(fā)展報告2007》。

3 農(nóng)民工遷移演進的實證研究

在進行實證檢驗之前，對遷移農(nóng)民工（Lm）、城鎮(zhèn)居民可支配收入（Lczy）、農(nóng)民純農(nóng)業(yè)收入（Lnc）和非農(nóng)業(yè)收入（Lnw）序列取對數(shù)。隨后對取對數(shù)后的序列進行單位根檢驗，并在單位根檢驗的基礎(chǔ)上進行協(xié)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(nóng)民工遷移的演進是否發(fā)生變化。

3.1 單位根檢驗

對時間序列進行協(xié)整檢驗之前必須進行單位根檢驗，以考察序列的平穩(wěn)性(單整階數(shù))，在此采用ADF方法進行單位根檢驗，檢驗的結(jié)果如表1。從檢驗的結(jié)果可以看出,所有的水平序列都不是平穩(wěn)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(jié)果可以看出,這些序列都拒絕單位根假設(shè)，說明它們是平穩(wěn)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(jīng)典的回歸方法對模型進行估計。

表1 單位根檢驗

經(jīng)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(wěn)的單位根過程，但其一階差分序列是平穩(wěn)的，需進一步對其進行長期協(xié)整關(guān)系檢驗。

3.2 協(xié)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(nóng)民工（LnLm）、城鎮(zhèn)居民可支配收入（LnLczy）、農(nóng)民純農(nóng)業(yè)收入（LnLnc）和非農(nóng)業(yè)收入（LnLnw）之間的協(xié)整關(guān)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(nóng)民純農(nóng)業(yè)收入，方程3不包括變量農(nóng)民純農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入。協(xié)整檢驗結(jié)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(xié)整關(guān)系，說明遷移農(nóng)民工、城鎮(zhèn)居民可支配收入和非農(nóng)業(yè)收入之間存在著長期均衡關(guān)系。方程1和方程3的協(xié)整關(guān)系不顯著。

3.3 向量誤差修正模型（VEC）

表2 協(xié)整檢驗

通過上述協(xié)整檢驗，1989～2007年間遷移農(nóng)民工、城鎮(zhèn)居民可支配收入和非農(nóng)業(yè)收入存在長期協(xié)整關(guān)系，因此我們可以建立VEC模型。Engle和Granger將協(xié)整與誤差修正模型結(jié)合起來，建立了向量誤差修正模型。VEC模型是含有協(xié)整約束的VAR模型，多應(yīng)用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)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(shù)，ecmt-1=β'yt-1是誤差修正項，反映變量之間的長期均衡關(guān)系，系數(shù)向量α反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。所有作為解釋變量的差分項的系數(shù)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(shù)來看,當短期波動偏離長期均衡時,將以0.071的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。也就是說當期誤差修正項時,亦即期的農(nóng)民工遷移向上偏離長期均衡時，調(diào)整系數(shù)會以0.071的速度增加期農(nóng)民工遷移的增量，從而調(diào)整期的農(nóng)民工遷移向長期均衡靠近，反之亦然。基于前面估算出的VEC模型,我們用wald統(tǒng)計量對回歸系數(shù)進行約束檢驗，結(jié)果見表3。

表3 VEC模型下的格蘭杰因果檢驗

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

3.4 實證結(jié)果

根據(jù)對變量進行協(xié)整檢驗和誤差修正，認為遷移農(nóng)民工、城鎮(zhèn)居民可支配收入和非農(nóng)業(yè)收入存在長期的協(xié)整關(guān)系，并且城鎮(zhèn)居民可支配收入和非農(nóng)業(yè)收入可以Granger引起農(nóng)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(jié)果見表4。

從計算機模擬的結(jié)果看，根據(jù)D-W 檢驗，說明方程2中農(nóng)民工遷移存在明顯的序列自相關(guān)，需要對其進行滯后1期和滯后2期，然后再D-W 檢驗。結(jié)果表明方程5解決了數(shù)據(jù)自相關(guān)的難題，是最優(yōu)的。

表4 模型設(shè)定結(jié)果

在模型5中，非農(nóng)業(yè)收入及城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)民工遷移成正相關(guān)。非農(nóng)業(yè)收入和城鎮(zhèn)居民可支配收入是農(nóng)民工遷移的激勵因素，因為非農(nóng)業(yè)收入還給農(nóng)民工遷移提供資金支持。非農(nóng)業(yè)收入越高，就越容易出現(xiàn)農(nóng)民工遷移。此外，城鎮(zhèn)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(nóng)民工遷移產(chǎn)生刺激，更為重要的是農(nóng)民工遷移往往是和城鎮(zhèn)、工業(yè)化（產(chǎn)業(yè)化）連接在一起的。

在對農(nóng)民工遷移的影響因素中，農(nóng)民純收入對農(nóng)民工遷移的影響力最小。可以猜測農(nóng)民純收入由于低的緣故而無法承擔起農(nóng)民工遷移所需要的資本，這才造成了其被剔出和農(nóng)民工遷移的關(guān)聯(lián)程度的實證中。在本文的估計中，非農(nóng)業(yè)收入和城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)民工遷移具有很強的正相關(guān)，說明了我國農(nóng)民工遷移主要來自收入差距的激勵。農(nóng)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(shù)均較顯著。基本上可以反映出農(nóng)民工遷移演進的進程。為了判斷農(nóng)民工遷移是否存在節(jié)點而發(fā)生變化，對滯后二期的方程2進行Chow’s檢驗，結(jié)果見表5。

表5 chow's斷點檢驗結(jié)果表

上述結(jié)果顯示：首先，經(jīng)過檢驗，在所有斷點檢驗中，1994年的 chow’s斷點檢驗結(jié)果最明顯，跡統(tǒng)計量為11.38448，P值為0.0001，小于0.01，滿足1%的顯著性假設(shè)。這說明了以城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)民非農(nóng)業(yè)收入為因變量的農(nóng)民工遷移演進函數(shù)在兩個時期發(fā)生了變化，這可能和1994年我國社會主義市場經(jīng)濟體制的確立和戶籍制度的放松有著必然的聯(lián)系。其次，1985年的chow’s斷點檢驗結(jié)果也比較明顯，跡統(tǒng)計量為2.889212，P值為0.0457，小于5%的顯著水平。這可能家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的確定和戶籍制度的放松有著一定的關(guān)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(nóng)村社會經(jīng)濟發(fā)展的程度，農(nóng)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(nóng)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(jié)果的原因可能是戶籍制度的放松使得大量的農(nóng)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(jīng)濟體制的確立和戶籍制度的放松，這個時期的農(nóng)民工遷移伴隨著農(nóng)村勞動力的大規(guī)模流動和國家城鎮(zhèn)化、工業(yè)化進程而具有鮮明的特征。

可以看出，農(nóng)民工遷移明顯受到宏觀經(jīng)濟形勢的變化和制度變遷的影響。因為當中國的經(jīng)濟改革為農(nóng)民工遷移提供明顯的制度支持時，農(nóng)民謀求經(jīng)濟利益的潛力成為農(nóng)民工遷移的實際動力。正如1978年分配置度的松動導致農(nóng)村經(jīng)濟體制改革表現(xiàn)出巨大的活力。同樣，1994年是市場經(jīng)濟的確立使得農(nóng)民工遷移的實現(xiàn)機會有了提高的可能。中國在經(jīng)歷了15年的農(nóng)村社會經(jīng)濟體制改革后，農(nóng)民的社會資本和資金有了一定的積淀，加上農(nóng)民在工業(yè)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(nóng)業(yè)分工得到發(fā)展，產(chǎn)業(yè)鏈更加迂回以及農(nóng)民在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村經(jīng)濟的相對優(yōu)勢，這樣農(nóng)工、城鄉(xiāng)、農(nóng)民自身等三位一體的農(nóng)民工遷移需求使得這一時期的農(nóng)民工遷移將會和上一時期有著很大的不同。

4 結(jié)論

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

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

[1]馬九杰,孟凡友.農(nóng)民工遷移非持久性的影響因素分析[J].改革, 2003,(4).

[2]吳興陸.農(nóng)民工定居性遷移決策的影響因素實證研究[J].人口與經(jīng)濟,2003,(1).

[3]Knight,John,Linda Yueh.Job Mobility of Residents and Migrants in Urban China[J].Journal of Comparative Economics,2004，32.

[4]李強.中國大陸城市農(nóng)民工的職業(yè)流動[J].社會學研究,1999,(3).

[5]嚴善平.城市勞動力市場中的人員流動及其決定機制——兼析大城市的新二元結(jié)構(gòu)[J].管理世界,2006,(8).

[6]白南生,李靖.農(nóng)民工就業(yè)流動性研究[J].管理世界，2008，(7).

[7]洪小良.城市農(nóng)民工的家庭遷移行為及影響因素研究[J].中國人口科學，2007，(6).

[8]錢雪飛.農(nóng)民工城鄉(xiāng)遷移個人風險成本的構(gòu)成、影響及控制[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2008,(7).

[9]周明.二元社會保障制度下農(nóng)民工遷移行為及驗證[J].山西師大學報(社會科學版)，2010,(3).

[10]蔡昉.二元勞動力市場條件下的就業(yè)體制轉(zhuǎn)換[J].中國社會科學, 1998,(2).

[11]蔡昉,都陽,王美艷.戶籍制度與勞動力市場保護[J].經(jīng)濟研究，2001,(12).

[12]羅明忠.農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移:決策、約束與突破[M].北京.中國勞動保障出版社,2008.

[13]朱農(nóng).論收入差距對中國鄉(xiāng)城遷移決策的影響[J].人口與經(jīng)濟, 2002，(5).

[14]程名望,史清華,徐劍俠.中國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移動因與障礙的一種解釋[J].經(jīng)濟研究，2006，(4).

[15]葉建亮.公共產(chǎn)品歧視性分配政策與城市人口控制[J].經(jīng)濟研究，2006，(11).