我國農民工資性收入波動及其環境因素的實證研究

徐增海

(華中科技大學公共管理學院，湖北 武漢 430074)

一、研究的背景

“三農”問題是我國經濟發展和現代化建設所面臨的一個突出難題，其中，農民收入低是問題的核心，促進農民增收不僅關系到提高農民生活水平和擴大內需，還關系到我國和諧社會的建設以及現代化的推進［1］。十七屆三中全會提出，到2020年，農民人均純收入比2008年翻一番，要求農民人均純收入增速在今后十年間每年要達到6%以上，在2010年召開的“兩會”上，農業部提出要“千方百計保持農民收入增長6%以上”。

政府一直致力于通過農業本身的發展提高農民的收入，如政府在2006年結束了延續兩千多年的農業稅歷史，但由于耕地資源的有限性以及農產品的需求缺乏彈性致使農民增產不增收，政策效果并不十分顯著［2］。近年來，農民收入增長的源泉發生了重大變化，即由過去靠家庭經營性收入增長轉變為主要依賴工資性收入的增長，進城打工成為農民增收的重要途徑。

因此，研究農民工資性收入的決定因素和如何提高農民工資性收入是亟待解決的一個選題，并且在近期也引起學者的關注。辛翔飛等(2008)［3］結合 Blinder－ Oaxaca 分解方法，從中西部地區間差異和高低收入組間差異兩個角度對農戶收入差異進行考察，結果發現，工資性收入的多寡已經成為影響農戶收入及其差異的重要因素。

目前，國內外學者對于農民非農收入影響因素的分析主要著眼于從農戶行為的微觀視角進行研究，如中國農村勞動力課題組(1997)［4］通過分析四川省18縣1820個農戶的住戶調查數據，構建農村勞動力外出就業的家庭決策模型和個人特征影響模型，發現在影響農村居民外出就業決策的因素中，勞動力的性別、文化程度、年齡、婚姻狀況等個體特征的解釋度最高。Javier Escoba(2001)［5］和張揚珩(2007)［6］根據對 2006 年江蘇南京市的調查數據分析得出，外來勞動力受教育程度每增加一年，工資水平就會上漲0.198%。Maurer Fazio(1999)，Zhang Linxiu、Huang Jikun和Scott Rozelle(2001，2002)［7］的研究結果一致認為，農民受教育程度的提高有助于增加農村勞動力在非農產業就業的機會。同時，Todaro(1969)，Zhong(2003)［8］發現城鄉之間巨大的收入差距是農民從事非農勞動最主要的“拉動”因素。

以上研究通常是以某一地區農戶調查數據為基礎，從勞動力的個人特征考察影響農民非農收入的因素。這些研究更多傾向于分析農民自身因素對其收入的影響，很少分析環境因素對收入的影響;樣本局限在某一區域，屬非隨機數據，得出的結論沒有普遍性。

與以往研究不同，本文的創新之處在于:首先，選擇的既不是我國的宏觀視角，也不是微觀視角，而是從中觀視角進行研究;其次，專題分析農民工資性收入波動特征，最后，采用面板數據模型系統分析環境因素對農民工資性收入的影響，集中考察地區經濟發展水平、工業化程度、城鄉收入差距、城鄉就業結構、農村的鄉鎮企業發展水平以及政府對教育、基礎建設的投資等中觀環境因素對農民工資性收入的影響，從而為地方政府為提高農民收入提供理論支持。

本文接下來研究的結構是:首先，總結我國改革開放以來，農民純收入和工資性收入變化的特征;其次，理論分析我國農民工資性收入的影響因素;再次，實證分析我國農民工資性收入影響因素;最后，本文研究的結論及政策建議。

二、我國農民純收入與工資性收入的變動歷程

通過回顧我國農民純收入的變動歷程及其收入構成，探尋出我國農民未來收入的增長點。按收入的來源［9］，農民收入可分為工資性收入、家庭性經營收入、轉移性收入和財產性收入。工資性收入是指農民受雇于單位或個人，靠出賣勞動而得到的報酬收入;家庭經營性收入是指農民以家庭為生產經營單位從事農業和第二、三產業的生產性收入。

自改革開放以來，我國農民收入的來源結構發生了巨大變化［10］，由過去那種僅靠家庭經營的單一結構，逐漸向農業和非農業全面發展、工資性收入成為重要組成部分的多元結構轉變。1990年，農民人均純收入中來自工資性收入和家庭經營性收入的份額分別為20.26%和66.47%，但到2008年，工資性收入占農民收入的比重上升到38.6%，而家庭經營性收入所占的比重下降到42.14%。并且，工資性收入對于農民收入增長的貢獻率已超過了農業。

圖1表明，1978－2008年，我國農民人均收入一直處于不斷上升的趨勢，1978年為133.60元，2008年為4760.62元，增長了35.63倍，年均增長率為12.22%。家庭經營性收入、財產性收入和轉移性收入也呈現出持續增長的態勢，家庭經營性收入從1978年的35.80元增加到2435.56元，增長了68.03倍。財產性收入從1993年的7元增長到2008年148.08元，31年內增長了21.15倍。轉移性收入1978年為9.50元，2008年為323.24元，增長了34.03倍。工資性收入除了在1983年大幅度下降外，基本處于上升的狀態，尤其是從1992年后就一路飆升。1978年工資性收入為88.30元，2008年為1853.73元，增長了20.99倍。這些變化有如下具體特征:

第一，從占農民收入的比重來看，家庭經營性收入占農民收入的比重呈持續下跌的趨勢，工資性收入所占比重呈不斷上升的趨勢。1990－2008年，家庭經營性收入占農民收入的比重從75.6%下降到51%，跌幅為24%;農民同期收入中工資性收入所占比重從1990的20.2%上升到39%，漲幅為19%;財產性收入和轉移性收入占收入總額的比重較小，一直低于10%。

第二，從對農民收入增長的貢獻率來看，工資性收入對農民增收的貢獻越來越大。農民純收入總量逐年上升，但增加量卻有減少的趨勢，從1995年開始呈逐年下降，但從2001年開始回升。在農民收入的構成中，家庭經營性收入的貢獻逐年下降，1998年開始出現負增長;工資性收入增量占比逐年上升，在1998年以后，工資性收入增量對收入增量的貢獻高于50%，從1999年開始超過了總量的增量，并彌補了家庭經營性收入的減少量。因此，工資性收入的增長有力地保證了農民收入水平的提高，已成為農民增收的重要突破口。

第三，從收入來源的增速來看，工資性收入的增速高于家庭經營性收入的增速。1990－2008年，農民人均純收入的年均增長率為11.1%。其中，家庭經營性收入年均增長8.9%，工資性收入年均增長15.4%，工資性收入的增長速度明顯高于家庭經營性收入的增長速度，是農民收入中增長最快的部分。

圖1 1978－2008年中國農村居民的各種收入趨勢圖① 國家統計局.中國統計年鑒［M］.北京:中國統計出版社，2001－2010年各年版.

綜上所述，我國農民純收入80%以上來源于家庭經營性收入和工資性收入，家庭經營性收入和工資性收入出現了明顯的此消彼長的勢頭，農民工資性收入持續高速增長，已經成為農民純收入的主體，對農民增收的貢獻越來越大。

三、我國農民工資性收入影響因素的理論分析

假設農民追求的是經濟效益最大化，當外出就業的預期收益大于在家務農的收益，農民就會選擇外出就業。定義農民人均工資性收入(PW)為農民的總工資收入除以農村勞動力，ZW為農民的工資性收入，PP為農村勞動力總量，NP為全國農村非農勞動力總量，則人均工資性收入可表示為式(1)。

非農就業機會和非農勞動力的工資性收入影響農民工資性收入的路徑如圖2所示，根據供需均衡理論，影響勞動力市場供求的諸多因素，通過非農就業機會和非農勞動力的工資性收入兩條路徑，決定著農民的工資性收入水平。

從農村勞動力市場供給方面看，農民的受教育程度和城鄉收入差距是影響勞動力市場供給的主要因素。農民的受教育程度越高，其思維更加理性和開放，技能水平更高，更能適應城市生存和發展，農民外出務工的概率越高［11］。同時，農民也具經濟人特征，是追求自身利益最大化的個體，城鄉收入差距越大，農民外出打工的經濟利潤(收益與機會成本之差)越高，外出打工的概率越高。

從農村勞動力市場的需求方面看，經濟發展水平、工業化、城市化進程、政府對基本建設和教育的投資等是影響農村勞動力需求的重要因素［12］。

地區的經濟發展水平直接決定農村勞動力需求水平和農民的非農就業機會，地區的經濟越發達，居民生活水平越高，勞動力報酬也會相對增加［13］;政府對基本建設的投資較多集中于道路、水利和城市等基礎性設施，這些建設所需要的大部分崗位是勞動密集型的體力勞動，適合農村勞動力就業，所以，政府基本建設投資于農民工資性收入有很強的正相關關系;政府對教育的投資，提高了農民外出就業的機會和技能，因此應該有助于提高農民工資性收入;工業化提高經濟發展水平，經濟發展水平越高，產業結構向高端升級的需求越高，勞動力會從第一產業向第二產業和第三產業轉移。由于農民的素質相對較低，能從事的崗位大多是勞動密集型的崗位，因此，第二、三產業的發展，尤其是服務業的高速發展，會大大增加就業崗位，進而提高農民獲得非農就業的機會;城鎮化本身會帶來大量的基礎設施建設，吸引大量的農業勞動力就業，同時，城鎮化水平的提高，城鎮將釋放很多崗位給農民，因此，城鎮化率提高會促進農民工資性收入的增加。

圖2 影響工資性收入的因素及其影響路徑

四、農民工資性收入環境影響因素的實證分析

(一)變量與數據的選擇

基于以上理論分析，在以下建立的計量模型中，本文將地區經濟發展水平、地區工業化程度、城市化進程、城鄉收入差距、地區農村工業化水平以及政府對教育、基本建設的投資等作為解釋變量，被解釋變量是農民人均工資性收入。其中，地區經濟發展水平用地區名義GDP衡量;反映工業化的指標有很多，本文用非一次產業就業人數與一次產業就業人數之比來衡量，即:地區工業化(GYH)=(地區二、三產業就業人數之和/地區一次產業就業人數之和)×100;反映地區城市化進程的指標有很多，如城市戶籍人口占總人口的比例、城鎮常住人口占總人口的比例等，本文用城鎮就業人數與鄉村就業人數之比來衡量;地區城鄉收入差距用地區城市居民人均收入與地區農村居民人均收入之比來表示;地區農村工業化水平用鄉鎮企業勞動力占農村總勞動力之比來衡量;地區政府對教育、基本建設的投資分別用教育支出占財政支出的比重、基礎建設投資占財政支出的比重來表示。本文采用了1990—2008年中國30個省市(不包括西藏)的數據。數據均源于各年的《中國統計年鑒》和各省的統計年鑒。

(二)模型的設定

因面板數據建模與純粹的截面數據或時間序列數據建模相比，面板數據可以獲得更多的動態信息［14］，更能控制個體的異質性;同時，面板數據可以增加自由度，提高參數估計的精度，因此，本文采用面板數據建模，模型設定如下:

其中，PW表示農民的工資性收入;GDP表示地區的生產總值，用來衡量一個地區的經濟發展水平;GYH表示地區工業化水平;CZH表示城鎮化進程;INCOME表示城鄉人均純收入的差距;ARI表示農村工業化程度;JBJS和EDU分別表示地方政府對基本建設支出和教育支出占地方財政支出的比重。

(三)模型的估計

本文使用軟件包Eviews 6.0估計計量模型，Hausman統計量對應的 p值為0.0000＜0.05，說明固定效應模型和隨機效應模型相比較，應選擇固定效應模型，回歸結果如表1所示，該模型調整后的擬合優度R2為0.98，F值是統計上顯著的，現有解釋變量能很好解釋各地區農民工資性收入的差異。具體來說，除政府對基本建設和教育的投資這兩個解釋變量不顯著外，其他變量都是顯著的，且顯著水平都在1%以下，這意味著一個地區的經濟發展水平、地區工業化程度、城鄉就業結構、城鄉收入差距以及農村工業化程度都能顯著影響農民的工資性收入，并且只有城鎮化進程與農民人均工資性收入呈負相關關系，其他的均為正相關關系。

表1 農民工資性收入增長影響因素回歸結果

第一，地區的經濟發展水平直接影響該地區農民工資性收入。在其他變量不變的情況下，一個地區的經濟越發達，農民的人均工資性收入越高。具體而言，GDP每提高1元，農民的人均工資性收入將會提高0.06元。

第二，地區間的農民工資性收入的差異很大。模型截距項反映地區間農民工資性收入差距的大小，如表2所示，經濟落后地區的農民工資性收入遠遠低于經濟發達地區的平均農民工資性收入，新疆的截距最小，并且為負，上海市、浙江省的截距最大。

第三，地區工業化水平與農民的工資性收入呈顯著的正相關關系。在其他因素不變的條件下，一個地方的工業化程度提高一個百分點，農民的人均工資性收入增加1.14元。

第四，城鎮化與農民的工資性收入為顯著的負相關關系。當城鄉就業結構提高一個百分點時，農村非農工資性收入減少1.53元。這與預期的假設相悖，可能的原因是城鎮化過程吸納了大量高收入農民成為城鎮人，剩下的農民工資性收入不但沒有增加，反而減少了。由此可見，城鎮化可能減少農民數量，增加了這部分人的收入水平，但對剩下的農民收入的改善沒有正面的作用。

第五，城鄉收入差距對農民工資性收入的影響在統計上是顯著的且為正。在其他條件不變的情況下，城鄉收入差距增加1個百分點，農民的工資性收入將會增加1.62元。可見，增加農民工資性收入的最有效辦法之一就是進一步提高城鎮人均收入。

第六，農村工業化程度與農民的工資性收入呈顯著的正相關。農村工業化程度提高一個百分點，農民工資性收入增加近2.52元。

表2 模型的截距項數值

安徽 10.86358 甘肅－309.4466福建 86.72362 青海－390.6479江西 206.8880 寧夏－167.9994山東 －52.94970 新疆－682.4679

五、研究結論與政策建議

我國農民純收入80%以上來源于家庭經營性收入和工資性收入，家庭經營性收入和工資性收入出現了明顯的此消彼長的勢頭，農民工資性收入持續高速增長，已經成為農民純收入的主體，對農民增收的貢獻越來越大。理論分析表明，農民工資性收入取決于農民所能獲得的非農就業機會和非農勞動力的工資性收入水平。實證分析表明，不同地區間的農民工資性收入有很大的差異;地區的經濟發展水平越高，地方工業化程度越高，農民進城打工的機會越大，工資性收入越高;城鄉收入差距越大，農民工資性收入越高;隨著城鎮化水平的提高，非農工資性收入增長將會放緩;農村的工業化程度越高，農民工資性收入越高。

因此，需從以下途徑入手提高農民收入:一是大力發展地方經濟，合理扶植本地區企業和民營經濟的發展，提高地區經濟水平;二是優化產業結構，積極發展第二、三產業;三是加大農村教育投入，努力提高農民整體素質［15］;四是提高城鎮職工人均工資水平;五是實施區域開發(類似于西部大開發)戰略，縮小地區間的農民工資性收入差異。

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