○常文濤

（信陽師范學院政法學院 河南 信陽 464000）

加快增加農民工資性收入，對于提高農民整體收入水平、優(yōu)化農民收入結構、縮小社會貧富差距、促進整個社會和諧穩(wěn)定都具有重大意義。工業(yè)化、城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中第二、三產(chǎn)業(yè)擴張可以有效吸納農民就業(yè)，拓寬農民工資性收入增長渠道，增加農民工資性收入，進而帶動農民致富。

一、農民工資性收入、工業(yè)化、城鎮(zhèn)化動態(tài)關系相關性分析

運用Eviews7.2軟件對農民工工資收入增長率、工業(yè)化、城鎮(zhèn)化三者動態(tài)關系作相關性分析，如圖1所示，橫軸為2000—2014年份，縱軸為三者的比率。

由圖1可知，農民工資性收入增長率在2000—2014這15年期間出現(xiàn)輕微的波動，總體呈上升趨勢；工業(yè)化率基本保持不變。這與前面所指出的由于工業(yè)化產(chǎn)業(yè)對于農民來講就業(yè)門檻高、工業(yè)化與城鎮(zhèn)化競爭發(fā)展資源，從而導致農民工資性收入增長率上升、城鎮(zhèn)化快速發(fā)展、工業(yè)化必定受到制約的結論是一致的。

二、農民工資性收入與工業(yè)化、城鎮(zhèn)化動態(tài)關系實證分析

1、變量與數(shù)據(jù)來源

農民工資性收入指標采用《中國統(tǒng)計年鑒》中農村居民人均純收入中農民工資性收入年環(huán)比增長率表示，為避免通貨膨脹或其他導致價格變化的因素帶來的影響，對2000—2014年間農民工資性收入用消費者價格指數(shù)平抑后計算其環(huán)比增長率，記為GZXSRt；工業(yè)化水平用第二產(chǎn)業(yè)中工業(yè)增加值占GDP的比率表示，記為INDt；城鎮(zhèn)化水平用城鎮(zhèn)人口占總人口比重指標衡量，記為URBt；為保證實證檢驗的樣本期數(shù)，選擇1978年為基期，2000—2014為樣本期，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農村統(tǒng)計年鑒》。為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差和數(shù)據(jù)劇烈波動影響，對各變量值取對數(shù)，記LNGZXSRt、LNINDt和LNURBt分別 為GZXSRt、URBt和INDt所 取 對 數(shù) 值；LNGZXSRt、LNURBt和LNINDt相應的一階差分序列表示為DLNGZXSRt、DLNURBt和DLNINDt。

圖1 農民工資性收入增長率、工業(yè)化、城鎮(zhèn)化相關性分析

2、平穩(wěn)性檢驗

運用Eviews7.2軟件對LNGZXSRt和LNINDt、LNURBt的單位根進行ADF平穩(wěn)性檢驗，用AIC和SC信息準則檢驗得知，LNGZXSRt、LNINDt、LNURBt的ADF檢驗統(tǒng)計值均大于5%置信水平下的臨界值，所以不能拒絕原假設，意味著序列LNGZXSRt、LNINDt、LNURBt非平穩(wěn)。將上述序列一階差分后進行單位根檢驗，三者的ADF檢驗統(tǒng)計量均小于5%置信水平下的臨界值，因此拒絕原假設。也就是說，經(jīng)過一階差分后，非平穩(wěn)序列LNGZXSRt、LNINDt、LNURBt變?yōu)槠椒€(wěn)序列DLNGZXSRt、DLNINDt、DLNURBt。可見，DLNGZXSRt、DLNINDt、DLNURBt序列平穩(wěn)，無單位根。使用該樣本數(shù)據(jù)建立VAR（P）模型。經(jīng)過試驗，將變量滯后期選為2。

3、模型穩(wěn)定性檢驗

對其VAR（2）模型的平穩(wěn)性進行檢驗可知，VAR（2）模型變量的特征根均落在單位圓內，說明模型穩(wěn)定，三者在樣本期存在穩(wěn)定的關系。DLNGZXSRt、DLNINDt、DLNURBt動態(tài)關系的方程式如下：

從方程（1）看，DLNINDt滯后1期系數(shù)為正，滯后2期系數(shù)為負，若2期的區(qū)相同值，系數(shù)之和為負，說明滯后期工業(yè)化對當前期農民工資性收入有反向作用，滯后期工業(yè)化抑制了當前期農民工資性收入增加；當DLNURBt（-1）、DLNURBt（-2）相等，系數(shù)之和為正，說明滯后期城鎮(zhèn)化對當前期農民工資性收入有正向促進作用；DLNGZXSRt滯后1期、2期的系數(shù)均為正，說明滯后期農民工資性收入對當前期農民工資性收入有正向促進作用。從方程（2）看，DLNGZXSRt滯后1、2期系數(shù)均為正，說明滯后期農民工資性收入對當前期工業(yè)化有正向促進作用。從方程（3）看，當DLNGZXSRt（-1）、DLNGZXSRt（-2）相等，系數(shù)和為正，說明滯后期農民工資性收入對當前期城鎮(zhèn)化發(fā)展有正向促進作用。

圖3 DLNGZXSRt、DLNINDt、DLNURBt的方差分解曲線

4、脈沖響應分析

對變量DLNGZXSRt、DLNINDt、DLNURBt進行脈沖響應分析，結果見圖2。

據(jù)圖2可知，觀察期為10時，農民工資性收入對自身一個標準差變動反應強烈，從第1期的4.5%迅速降為第2期的-2.3%，隨后各期在0上下波動，但總體累積效應為正。工業(yè)化對農民工資性收入的累積效應為正，說明工業(yè)化長期對農民財產(chǎn)性收入有正向促進作用。農民財產(chǎn)性收入對城鎮(zhèn)化波動的反應在第3、4期為負，其它各期為正，以后各期在0波動。綜上，城鎮(zhèn)化對農民工資性收入累積效應為正，說明長期內城鎮(zhèn)化發(fā)展對農民工資性收入有正向促進作用。

工業(yè)化第1期對農民財產(chǎn)性收入沖擊無響應，且農民工資性收入波動累積效應為正，說明長期內農民工資性收入增長有利于工業(yè)化發(fā)展。城鎮(zhèn)化對農民工資性收入波動沖擊的響應在各期為正，農民財產(chǎn)性收入對城鎮(zhèn)化的累積效應為正。

5、方差分解

對VAR（2）模型進行方差分解可以得圖3所示的方差分解曲線圖。從農民工資性收入方差分解曲線看，從第3期開始方差分解穩(wěn)定，農民工資性收入受城鎮(zhèn)化沖擊影響較大，約占總預測誤差的64%，受其自身沖擊影響次之，約占30%左右，受工業(yè)化影響最弱，約占6%。從工業(yè)化方差分解看，從第2期開始，方差分解穩(wěn)定，工業(yè)化受其自身沖擊影響最大，占總預測誤差的84%左右，城鎮(zhèn)化沖擊約占11%，農民工資性收入沖擊約占5%。從城鎮(zhèn)化方差分解看，從第2期開始，方差分解穩(wěn)定，城鎮(zhèn)化受其自身沖擊影響最大，約占總預測誤差的90%，工業(yè)化沖擊約占8%，農民工資性收入沖擊約占2%。

三、結論與建議

圖2 DLNGZXSRt、DLNINDt、和DLNURBt的脈沖響應曲線

總之，農民工資性收入受城鎮(zhèn)化影響最大，約占64%；工業(yè)化的影響約占6%。這可以歸因于工業(yè)化、城鎮(zhèn)化有利于拓展農民工資性收入渠道。城鎮(zhèn)化發(fā)展進程快，農民工資性收入提高較快，與工業(yè)產(chǎn)業(yè)就業(yè)門檻高相比，城鎮(zhèn)化發(fā)展能夠轉移大量農民工就業(yè)，對農民工資性收入的增加促進作用較強。其次，農民工資性收入對自身具有正向促進作用，約占30%，這可以歸因于農民收入增加會增加教育、培訓、健康保健支出，通過“干中學”提升了農民的知識、素質、能力、眼界，進而提高勞動生產(chǎn)率，有助于獲取較高的工資性收入。

1、加快農村制度改革

首先，加快戶籍制度改革，建立城鄉(xiāng)公平的就業(yè)制度、工資制度、城鄉(xiāng)統(tǒng)一的社保制度。其次，改革、完善農村教育制度、農村行政管理體制，讓農民有更多權利、機會分享工業(yè)化、城鎮(zhèn)化發(fā)展成果。最后，加大農村企業(yè)扶持力度，增強農村企業(yè)吸納農民就地就業(yè)能力。

2、加大農民工資性收入制度創(chuàng)新力度

長期以來，運用價格手段調動農民務工積極性發(fā)揮了極大作用，但農民勞動力供給過大情況下，使用價格手段提高農民工資的效果不顯著。要拓展農民工資性收入增加空間，必須充分發(fā)揮農民務工補貼效能，發(fā)揮市場在農民工資性收入形成中的作用，鼓勵農民就業(yè)、創(chuàng)業(yè)，著力于符合農民需求的就業(yè)方式創(chuàng)新。

3、建立工業(yè)部門招收農民工激勵機制

當前工業(yè)部門所需知識、技術、能力等要求，使得農民僅僅依靠簡單勞動增加工資性收入變得極為困難。建立工業(yè)部門招收農民工激勵機制，例如采取崗前、在崗培訓等辦法，不僅增加農民工資性收入，而且為工業(yè)生產(chǎn)儲備熟練工人，真正實現(xiàn)工農互惠。

[1]常文濤：農民財產(chǎn)性收入與城鎮(zhèn)化互動關系分析——基于1978—2012時間序列數(shù)據(jù)[J].價格理論與實踐，2013（4）.