耿源 藍鈺舒

摘 要： 為探究我國農村勞動力轉移與農民收入之間的關系，基于1993-018年時間序列數(shù)據(jù)，通過建立VAR模型，利用脈沖響應分析和方差分解探討勞動力轉移與農民經營性收入和工資性收入的動態(tài)關系。結果表明，勞動力轉移與農民經營性收入存在單向因果關系但不穩(wěn)定;勞動力轉移與農民工資性收入存在雙向因果關系，即勞動力轉移可以增加農民工資性收入，而且農民工資性收入可以推動勞動力轉移;方差分解的結果顯示勞動力轉移對增加農民工資性收入有著顯著的積極作用。

關鍵詞： 勞動力轉移 農民經營性收入 農民工資性收入 VAR模型

一、前言

農民增收問題一直是“三農問題的核心。015年和016年中央1號文件均明確提出增加農民收入就必須促進農民轉移就業(yè)，018中央1號明確指出要促進農村勞動力轉移就業(yè)與農民增收，019年中央1號文件也明確提出促進農村勞動力轉移可以拓寬農民的就業(yè)渠道，促進農民增收，這些文件就體現(xiàn)出勞動力轉移是農民增收的重要途徑。那么，促進農村勞動力轉移對農民增收有怎樣的影響，農村勞動力轉移與農民增收是否相輔相成？勞動力轉移必然會促進農民增收，而農民收入增加后是否也必然會推動勞動力轉移？上述問題，有學者進行過研究，但多是定性描述，缺乏實證分析。因此，本文通過構建VAR模型，探究農村勞動力轉移與農民收入的動態(tài)關系，為我國促進農民增收建言獻策。

二、相關文獻綜述

現(xiàn)有文獻對勞動力轉移與農民收入的研究主要集中在一下兩個方面：一是勞動力轉移對收入的作用。大多數(shù)學者認為勞動力轉移對農民增收有積極作用即勞動力轉移能夠促進農民增收。李芳等[1]通過新疆多民族地區(qū)農民增收途徑的探討，提出勞動力轉移對增加農民收入有著重要的影響。聶飛[]認為農業(yè)人口非農化是提高家庭生計資本存量、增強家庭風險抵御能力的必然選擇。陳嘯等[3]基于DEA-Malmquist指數(shù)方法分析了勞動力轉移對農民收入的影響，結果表明縣域農業(yè)人口的減少對農民收入產生顯著的正向影響。馬軼群等[3]通過建立PVAR模型探究全國、東部、西部和中部地區(qū)農產品價格、勞動力轉移與農民收入三者之間的動態(tài)關系，發(fā)現(xiàn)勞動力轉移對農民收入的影響會隨著勞動力轉移數(shù)量的增加而提升。二是農民收入對勞動力轉移的反作用。有些學者認為農民增收對勞動力轉移有推動作用。趙利等[5]通過對山東省剩余勞動力轉移因素研究，表明獲得比從事農業(yè)生產更高收入的主觀意愿促進了農業(yè)剩余勞動力的轉移。

綜上所述，已有文獻在探究勞動力轉移與農民增收關系方面形成了諸多有益的結論，但仍存有兩點不足：一是現(xiàn)在大多數(shù)文獻都在研究勞動力轉移與農民增收的單向因果關系，忽視了兩者的雙向關系。雖然已經有文獻探究了農民增收對勞動力轉移的反向作用，但是缺乏實證分析。二是學者們都在集中研究勞動力轉移對農民整體收入的作用，忽視了對不同收入來源的影響。針對現(xiàn)有的問題，本文將從勞動力轉移對農業(yè)生產的不同影響路徑進行研究，一方面是勞動力轉移可以增加農民的非農業(yè)收入即工資性收入;另一方面是勞動力轉移推動農業(yè)技術進步，間接提高農業(yè)生產率，增加農民的農業(yè)收入即經營性收入?；?993-018年時間序列數(shù)據(jù)，建立農村勞動力轉移與農村農業(yè)收入和非農業(yè)收入的VAR模型，探究他們之間的動態(tài)關系，彌補現(xiàn)有研究的不足。

二、變量選取與數(shù)據(jù)來源

（一）變量選取

1 農村勞動力轉移（ransfer）。國家統(tǒng)計局沒有直接公布過關于國家農村勞動力轉移的數(shù)據(jù)，但是相關學者已經基于自己研究的需要對農村勞動力轉移進行過科學的估計。由于研究的需要不同，學者們的估計方法也不同。本文將借鑒周振[6]估計的思想及公式來計算農村勞動力轉移，即鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)減去第一產業(yè)就業(yè)人數(shù)為農村勞動力轉移。

農民農業(yè)收入（Agrin）。本文借鑒前人的研究成果，結合本研究的科學需要，將用農民經營性收入來表示農民的農業(yè)收入。

3 農民非農業(yè)收入（Nagrin）。對于農民非農業(yè)收入而言，學者們通常利用國家統(tǒng)計局發(fā)布的農民工資性收入數(shù)據(jù)表示。本文將按照這一研究慣例，用農民工資性收入來表示農民的非農業(yè)收入。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文將基于1993-018年共6年的時間序列數(shù)據(jù)，建立VAR模型，分別研究農村勞動力轉移與農民農業(yè)收入和農民非農業(yè)收入的動態(tài)關系。為了消除異方差和時間趨勢對實證分析的影響，本文將對選取指標取其的自然對數(shù)，分別記做lnransfer、lnAgrin、lnNagrin。本文的鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)和第一產業(yè)就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)來自《中國農村統(tǒng)計年鑒》，農民工資性收入數(shù)據(jù)和經營性收入數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

四、實證分析

（一）單位根檢驗

在構建VAR模型前，需要先對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，即單位根檢驗。本文將采用AD（Augment Dickey-uller）方法對各變量進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果如表1。單位根檢驗及以下所有的分析均通過計量軟件Eviews7 進行。

由檢驗結果可知，lnransfer、lnAgrin、lnNagrin在5%顯著水平下拒絕原假設，即這三個時間序列為平穩(wěn)序列，不存在單位根。

（二）確定最優(yōu)滯后期

建立VAR模型，最關鍵的環(huán)節(jié)就是滯后階數(shù)的確定。本文將根據(jù)LR檢驗、P準則、AIC準則、SC準則及Q準則來確定VAR模型理想的滯后階數(shù)。由于本文研究的是農村勞動力轉移與農民工資性收入和經營性收入之間的關系，因此分別建立lnransfer與lnAgrin的VAR模型和lnransfer與lnNagrin的VAR模型，分別確定兩個VAR模型的最優(yōu)滯后期。結果如表、表3所示：由表可知，在5%顯著水平下，所有統(tǒng)計量均顯著即農村勞動力轉移與工資性收入VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為;由表3可知，在5%顯著水平下，所有統(tǒng)計量均顯著即農村勞動力轉移與經營性收入VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為。

（三）Grange因果關系檢驗

VAR模型的最優(yōu)滯后期確定后，便需要對模型建立的意義進行檢驗。因此，本文將利用Grange因果關系檢驗來檢驗兩個VAR模型建立的合理性與可行性，結果見表4。由表4可知，在5%顯著水平下，勞動力轉移和農民工資性收入存在雙向因果關系，即勞動力轉移導致農民工資性收入增加，農民工資性收入增加可以推動勞動力轉移;在5%顯著水平下，勞動力轉移與農民工資性收入僅存在單向因果關系，即勞動力轉移可以增加農民經營性收入。

（四）穩(wěn)定性檢驗

VAR模型的穩(wěn)定性是進行脈沖響應分析和方差分解的前提，如果模型不穩(wěn)定，后期的預測也就沒有意義了。因此，需要對建立的兩個VAR模型進行穩(wěn)定性檢驗，結果如圖1和圖。由圖1可知，勞動力轉移與農民工資性收入的VAR模型中的3個模都位于單位圓內，說明該VAR模型是穩(wěn)定的，可以繼續(xù)進行脈沖響應分析和方差分解。而由圖可知，勞動力轉移與農民經營性收入的VAR模型中的3個模中有1個模位于單位圓外，表明該VAR模型是不穩(wěn)定的，脈沖響應分析和方差分解無需再繼續(xù)進行。

（五）脈沖響應分析

基于VAR模型的穩(wěn)定性，進行脈沖響應分析，建立勞動力轉移與農民工資性收入的脈沖響應函數(shù)，結果見圖3與圖4。由圖3可知，勞動力轉移對工資性收入有極強的正向沖擊作用，這種正向沖擊從第1期開始迅速增強，而從第10期開始這種沖擊作用逐漸減緩，但仍在增強。由圖4可知，農民工資性收入也受到勞動力轉移極強的正向沖擊，這種正向響應從第1期開始就迅速增長并產生持續(xù)增強的作用。

（六）方差分解

方差分解是通過分析農民工資性收入變化受到勞動力轉移與自身的影響程度，進一步評價勞動力轉移對農民工資性收入增加的沖擊程度，方差分解圖見圖5。從圖5分析可知，農民工資性收入對自身的貢獻度從第1期的98%迅速下降到第9期的30%，之后仍在下降，但基本趨于穩(wěn)定;而勞動力轉移對農民工資性收入的貢獻度從第1期的%迅速上升到第9期的70%，之后仍在上升并逐步趨于穩(wěn)定。同時可以看出，第1期農民的工資性收入基本上只受到自身的影響，但是從第5期開始，勞動力轉移對它的影響程度超過了它自身的影響程度。

五、結論與建議

（一）研究結論

本文通過建立VAR模型，利用脈沖響應分析和方差分解探究勞動力轉移與農民收入的動態(tài)關系。

1 農村勞動力轉移與農村工資性收入為雙向因果關系，農村勞動力轉移能夠增加農民的工資性收入，而且農民工資性的收入又能夠促進農村勞動力轉移。

農村勞動力轉移與農村經營性收入存在單向因果關系，但是兩者建立的VAR模型不穩(wěn)定，可能是因為兩者不存在直接關系，農村勞動力轉移更多地是通過推動農業(yè)技術進步來促進農民經營性收入增加。

3 勞動力轉移與農民工資性收入的脈沖響應函數(shù)表明，勞動力轉移對農民工資性收入的正向沖擊作用從第1期至第10期都極其強烈，之后減緩但仍在增強;而勞動力轉移對農民工資性收入的正向響應一直都在增強。

4 農民工資性收入的方差分解結果表明，農民工資性收入受自身的影響程度在第1期十分顯著，但在第5期之后，被勞動力轉移對它的影響程度反超。

（二）研究建議

上述結論表明勞動力轉移是增加農民收入的重要途徑，為增加勞動力轉移對農民增收的作用，本文提出以下建議：

1 從生產條件而言，政府要繼續(xù)推進和完善農機具補貼政策，調動農民使用農機具的積極性，提高農業(yè)的機械化水平。農機具的使用，可以減少勞動力的使用，促進農村的勞動力向第二三產業(yè)轉移，拓寬農民的收入渠道。

通過推進城市化進程為我國勞動力轉移創(chuàng)造有利條件。著力發(fā)展小城鎮(zhèn)，為增加就業(yè)崗位，吸納農村勞動力提供有利條件。伴隨著農村勞動力的轉移，城市負擔加重成為可能，政府要做好相應的解決措施。一方面，政府需要完善農村勞動力就業(yè)政策，疏通各種就業(yè)的渠道;另一方面，加強對農村勞動力就業(yè)的指導培訓，提高農村勞動力的素質。

參考文獻：

[1]李芳，盧雪梅 新疆多民族地區(qū)農民增收途徑探討——以昌吉涼州戶鎮(zhèn)為例[J].黑龍江民族名族叢刊，013（10）：78-8

[]聶飛 農業(yè)人口非農化轉移背景下農民家庭生計資本研究[J].湖北社會科學，017（05）：50-56

[3]陳嘯，宋陸軍 農村金融效率和農業(yè)勞動力轉移對農民收入影響的實證分析[J].統(tǒng)計與決策，018（08）：103-106

[4]馬軼群，潘萬惠 農產品價格、農村勞動力轉移與農民收入——基于PVAR模型的實證分析[J].經濟問題，019（08）：99-107

[5]趙利，張麗霞 城鎮(zhèn)化背景下農村剩余勞動力轉移的影響因素研究-基于山東省的實證分析[J].東岳論叢，014（03）：88-9

[6]周振，馬慶超，孔祥智 農業(yè)機械化對農村勞動力轉移貢獻的量化研究[J].農業(yè)技術經濟，016（0）：5-6