非農就業對山東省農民收入影響的研究

朱紅林

改革開放以來，山東省實現了經濟的快速增長，居民收入水平得以大幅度提高。涉農領域的工業、服務業企業數量增加，非農產業為農民提供了更多的就業渠道，農村勞動力逐步快速地向非農產業轉移呈現前所未有的規模。隨著非農就業規模的擴大，農民收入水平顯著提高。2011年農民人均純收入8 342.13元，其中非農收入4750.5元，達到總收入比重的56.41%。本文從山東省農民收入來源特征著手，分析農村非農就業規模與農民增收的關系，探討非農就業對農民增收的貢獻，以及影響農民非農就業的因素。雖然國家一再實施強農惠農政策，然而，由于農業生產比較效益低下，農業生產持續發展的后勁不足的事實，農村勞動力更多地轉移到非農產業中去，尤其是新生代農民?？梢灶A見，未來農民增收的核心是非農收入的增長。

目前，對于非農收入的研究，大多數學者關注的焦點是非農收入與農民收入差距的關系問題，他們的觀點基本上可以分為兩大類：一種觀點認為，農村非農就業機會的不均等和非農收入的不平衡增長是農村內部收入差距擴大的主要因素；另一種觀點認為，農民的非活動實際上起到了縮小農村收入差距的作用。本文的觀點是，由于不同地區的資源稟賦不同，經濟發展水平不同，農民獲得非農就業的機會和待遇也就不一樣。事實上，由于這種地區間的差異，農民內部收入差距正在逐步拉大。所以，非農就業問題不僅僅是研究農民增收的核心問題，也是未來解決農民收入差距擴大問題的重點。

1 山東省農村居民收入狀況

1.1 山東省農民收入總量變動狀況

近年來，山東省經濟建設取得較快的發展，農村居民收入水平顯著提高(圖1)。1995年山東省農民人均純收入為1 715.09元，2011年達到8 342.13元。剔除通貨膨脹的影響，2011年農民人均純收入是1995年的4.05倍。從圖2中可以看到，考察期內農民實際收入增長率呈增長趨勢，只有1997年增長率出現大幅下降的態勢，這是當年的宏觀經濟環境所致。

圖1 山東省農村居民人均收入變化趨勢

圖2 山東省農村居民名義收入增長與實際收入增長狀況

1.2 農村居民收入結構變動狀況

隨著新農村建設的推進，農村產業結構發生了轉變，農民收入結構也隨之發生深刻的變化。

(1)收入狀況。在考察農民收入問題時，要區分農民人均總收入和農民人均純收入這兩個概念。一般情況下，農民收入是指農民純收入，主要由工資性收入、家庭經營性收入、財產性收入和轉移性收入構成。不同收入來源的純收入增長影響著農民純收入的增長變化狀況。1995-2011年山東省農村居民人均純收入來源變化狀況如表1所示。

表1 1995-2011年山東省農村居民純收入變化情況

(2)收入特征。隨著山東省農村經濟結構的調整，農村居民的收入結構也隨之發生了重大變化。非農收入，特別是農民工資性收入占總收入的比重在不斷增加，而家庭經營性收入占比趨于減少。工資性收入的增長速度超出家庭經營性收入的增長速度，農民工資性收入在總收入中的占比從1995年的23.84%上升到2011年的44.54%，上升了21個百分點，這主要得益于近年來農村勞動力轉移限制的減弱，進城務工的農民數量快速增長；此外，農村工業經濟的發展，使得農民工資性收入大幅增加。財產性收入占比呈現增長趨勢，但是漲幅較小，轉移性收入變化趨勢不是很明顯。

2 非農就業對農民收入的影響

2.1 非農就業的變動

圖3 2000-2011年山東省三次產業就業結構變化

圖3顯示，山東省農民就業從以農業就業為主轉變為以非農業就業為主；從非農就業規模來看，2000年非農就業規模只有25%，到2011年非農就業規模已達到50%。隨著山東省工業化和城鎮化的快速推進，大量有文化的青壯年農村勞動力轉移到城鎮就業，農村從業人員和所占比重呈現大幅下降趨勢。農村人力資源在生產中的配置發生了深刻的改變，即農村勞動力逐漸從過去大量投入到農業生產領域而向收益性更大的工業、建筑業和服務業轉移。

2.2 非農就業對農民增收的實證分析

(1)數據來源。采用的原始數據取自1995-2011年《山東省統計年鑒》，所用指標包括山東省歷年人均純收入、山東省農業GDP、非農就業勞動力人數、農村居民消費物價指數。對山東省農村居民年人均純收入進行一些調整，選擇1995年山東省農村居民消費價格指數為基期來消除物價水平的影響。

(2)模型。本文所使用的模型為Yt=C+θ1Ut+θ2At+et，其中，Yt代表山東省農村居民年人均純收入，Ut用來衡量各年農民的非農活動及收入，At表示農業GDP，用來衡量各年份第一產業的發展水平。為了研究方便，對各個變量分別取對數后在進行分析。

(3)單位根檢驗。應用進行單位根檢驗結果如表2。

表2 應用ADF進行單位根檢驗結果

原序列是非平穩的，它們之間的回歸可能存在偽回歸問題。但從表2中分析結果可得它們都是一階單整序列，可以進一步檢驗它們之間是否存在協整關系。

(4)協整檢驗。三個變量都是一階單整，符合協整檢驗的前提。下面用EG兩步法檢驗是否存在協整關系。第一步，對變量進行普通最小二乘回歸估計。結果如下：

R2=0.9904，S.E=0.0473，F=727.3256，D.W=0.8497.

從回歸方程的結果判斷，方程和回歸系數都比較顯著，擬合優度也較好。但是，殘差項存在自相關性問題。第二步，檢驗殘差序列的平穩性。

結果為：殘差序列et是平穩的，即log（Yt）、log（Ut）和log（At）之間存在協整關系。從長期來看，農民人均純收入和農民的非農活動及農業發展水平呈正相關變動，而農民純收入相對于農民非農活動的彈性系數要顯著大于相對于農業發展水平的彈性系數，說明農民非農活動對農民增收的貢獻要大于農業經濟發展對農民增收的貢獻。

(5)建立誤差修正模型

為了考察三者之間的動態聯系，可以通過ECM模型進行修正：，其中n為滯后期，這里令n=1，估計結果為：

通過回歸結果可以看出，在短期當中，農業經濟的發展對農民增收的影響要顯著小于農民非農活動對純收入增加的貢獻。在短期中，當期農民人均純收入的變動要受到上一期人均純收入變動的影響，上一期農民人均純收入每變動1%，就會使當期農民人均純收入同方向變動0.3991%。誤差修正項的系數大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，當短期波動偏離長期均衡是，將以系數估計值-0.2109的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態，從而保證了變量之間的長期均衡狀態。

2.3 分析結果：農民增收的定位

近年來山東省農民非農性收入快速增長，已經超過了農業收入在總收入中所占的比重。盡管如此，保證農民農業收入的穩定增長依然是提高農民收入的根本。非農收入在提高農民收入中的作用越來越明顯，已成為農民增收的主要渠道，但不同地區、不同資源稟賦的差異會導致非農收入的差距逐漸拉大。因此，非農收入對農民增收和收入差距的變化都起到十分重要的作用。

3 影響非農收入的因素分析

3.1 地區差異分析

地區發展水平不同，農村勞動力轉移也不同。在經濟較發達的地區，農村勞動力一般在本地區內從事非農活動，例如經濟較發達的青島、威海等沿海城市；而在欠發達地區，例如菏澤、德州等當地非農產業發展較慢，農民更傾向于到其他地區謀求非農就業機會。

3.2 非正式制度——社會關系網絡的作用

無論是在發達經濟還是在發展經濟中，都有很多非正式制度在起著十分重要的作用?，F代中國常常被稱為一個典型的“關系型”社會，社會關系在每個人的生活中都在發揮作用?，F在社會關系網絡也被看作一種社會資本，而社會關系作為一種社會資本在轉移農村剩余勞動力、提高農民工工資方面占有舉足輕重的地位。例如，在農村勞動力流動中，老鄉、親戚、朋友等非正式渠道是主要的信息來源，但是有些地區的農民獲得此類信息的渠道較少，而農民外出就業是農民非農收入的重要來源之一。

3.3 農民受教育程度

受教育水平和健康狀況是當下決定農民收入的重要因素。一般而言，較高的人力資本水平就會有相對較高的工資性收入水平。調查研究顯示，由于新生代農民工文化程度的提高，他們與上一代農民工相比，不僅在工資水平上有很大的提高，在工作環境和勞動保障上也有所改善。但是由于城鄉戶籍分割的制度體系，農民進城務工雖然為城市經濟建設做出了重大的貢獻，卻無法享受同等的公共服務和社會福利，使得農民外出就業具有短期性、不穩定的特征。

4 結論

農民收入來源呈現多元化趨勢，非農收入成為農民收入增長的重要推動力。通過山東省農村居民近20年收入的結構變動狀況可以看出，雖然家庭經營性收入仍是當前農民收入的重要組成部分，但其增長空間日趨縮小，農民增收的源泉發生了本質的變化，農民收入問題不再僅僅是一個單純的農業問題，農民增收的核心轉變成為如何解決農民的非農就業問題。要想創造更多的非農就業機會，首先就要保持國民經濟的高速增長；此外，要重視提高農民財產性收入和轉移性收入，農民財產性收入是農民收入增長的重要補充來源。雖然近年來農村從業人員數量和所占比重呈下降趨勢，但由于鄉村人口基數大，目前農村勞動力總量依然過剩，勞動力轉移就業的壓力還較大，然而結構發生了明顯變化，農業青壯年勞動力短缺、區域性短缺性、農忙季節性短缺問題開始顯現，農村勞動力進入總量過剩與結構性短缺并存階段。

為了提高農民務農種糧的積極性，國家實施了一系列的強農惠農政策，對于提高農業生產效益、穩定糧食播種面積、增加農民收入發揮了重要作用。但是總體上看，農業生產的比較效益低下，在工業化和城鎮化快速發展的過程中，非農就業就會增多，農民進城務工的條件逐步改善，工資水平快速提高，非農性收入已經成為農民增收的主要來源，農村內部增收的潛力越來越小。

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