杜 宇

天下熙熙皆為利來，天下攘攘皆為利往。農民工個體作為經濟理性人，從農村千里迢迢遠赴他鄉(xiāng)，所為之事自然離不開對幸福的追求。中國作為典型的城鄉(xiāng)二元結構經濟體，城市和農村之間的生活環(huán)境、就業(yè)機會、勞動報酬、社會待遇等方面具有相當大的差異，農業(yè)和工業(yè)之間勞動力價格相差懸殊，再加上農業(yè)生產技術的提高，導致農村勞動力過剩，進一步壓低農民的勞動力價格和生產報酬，形成了城市和工業(yè)對農村剩余勞動力巨大推力。從根本上說，獲得城鄉(xiāng)之間勞動報酬之間的差價，是農民工走出農村走向城市尋找勞動機會的根本動力。

一、勞動力轉移的動力模型與實證

農民工進入城市，是20世紀中國改革開放以來不可逆轉的洪流。但由于存在戶籍管理強行把勞動力市場分割為兩個不同的勞動力管理體系，不可否認的是，城鄉(xiāng)兩級勞動力市場存在差別和歧視。正是這種差別和歧視的存在，導致了農民工的流動和轉移，但也在一定程度上影響了農民工的順利市民化，我們通過建立模型，來驗證這一觀點。根據(jù)劉易斯模型中農民工個人收益情況的分析，我們可以嘗試建立研究農民工市民化難點分析的模型。

現(xiàn)實存在城市和農村兩個部門，其工資率水平不同，Sc、Sv分別為城市部門、農村部門工資率，一般常理可知 Sc>Sv。假定人口總數(shù)恒定，以年為單位把市民化的農民工分為y期，每期市民化的勞動量為N(y)，θ(y)是市民化后的農民工在城市的就業(yè)幾率，0<θ(y)<1。當期勞動力總量W，W=Wc(y)+Wv(y)。市民化以后的收益為A(y)，是城鎮(zhèn)收入減去農村收入，現(xiàn)實中市民化是一個過程，尚存在一定的工資差異系數(shù)a(y)，所以A(y)表達式可設為：

A(y)=Sc(y)θa(y)-Sv(y)

a(y)既是城鄉(xiāng)差異系數(shù)，也能反映市民化的難度系數(shù)，其值設定在0到1之間，研究表明城鄉(xiāng)之間工資收入的歧視程度約為0.32，受政策和經濟發(fā)展形勢影響，具體取值有所浮動。1市民化率設為αw=N(y)/W。

設農民工市民化的成本為C，市民化的總體成本函數(shù)則由新市民化的勞動力在城市中的生活成本構成，屬于城市中新增加的各項支出總和，即新增人口比例數(shù)乘以城市平均生活成本數(shù)，即：

C(y)=C[N(y)/S(y-1)][Wc(y)/Yc]

其中[Wc(y)/Yc]代表當年度的城市生活中的平均支出水平。由于城市平均支出水平一定高于農村生活的支出水平，在實際數(shù)據(jù)檢驗中，我們可以選取最具有代表性的城市租購房的房價指數(shù)作為替代。

按照經濟運行過程中的均衡原則，農民工市民化的客觀成本和客觀收益在經濟運行體系中處于均衡狀態(tài)，每一期市民化的成本等于收益：

A(y)=C(y)= C[N(y)/S(y-1)][Wc(y)/Yc]= Sc(y)a(y)-Sv(y)

通過求取C(y)的逆函數(shù)F并代入收益的表達式可得：

αw=F{[Sc(y)θa(y)-Sv(y)]/[Wc(y)/Yc]} ·Wu(y-1)/W

上述表達式中，Wu(y-1)/W為上年城市勞動力占總的比例，由此可以看出影響市民化率的主要因素有：

第一，市民化后的勞動收入水平與市民化率正相關。農民工市民化的主要驅動力是在城市中能夠獲得更高的收入，以平衡在城市中的各項支出，一般可以認定城市收入與市民化率正相關。

第二，農民工市民化前的農村收入水平與市民化動機負相關。如果農民工在農村的收入已經與市民化后的收入水平相近，則其市民化動機明顯不強。但農民工市民化前的農村收入如果過低也會影響其市民化的能力，這在后面的實證中將予以衡量。

第三，城市生活成本與農民工市民化率負相關。一方面高水平的城市生活對農民工具有足夠的吸引力，但如果城鄉(xiāng)生活水平差距超過了市民化后的接受程度，反而會對農民工的市民化能力提出挑戰(zhàn)。

二、模型建構和實證檢驗

根據(jù)以上構建的函數(shù)，我們引出雙對數(shù)模型進行實證分析檢驗，其數(shù)據(jù)來源主要包括以下幾組：

(1)農民工市民化率，由前節(jié)可得。(2)城鎮(zhèn)人均實際收入和農村人均實際收入，數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。(3)城鎮(zhèn)生活成本，此數(shù)據(jù)由城鎮(zhèn)租購房的房價指數(shù)替代。

為驗證以上數(shù)據(jù)，本文采用Eviews7.2進行分析，首先進行時間序列分析，檢驗序列是否平穩(wěn)，如果原序列是非平穩(wěn)則進行差分序列分析，結果如下：

原序列檢驗類型(C,T,D)ADF檢驗值是否平穩(wěn)一階差分序列檢驗類型ADF檢驗值是否平穩(wěn)Y(C,K,0)-0.218091不平穩(wěn)Dy(C,K,1)-4.010902***平穩(wěn)X1(C,K,0)1.312434不平穩(wěn)Dx1(C,K,1)1.104308不平穩(wěn)X2(C,K,0)-1.559095不平穩(wěn)Dx2(C,T,1)-3.702920**平穩(wěn)X3(C,K,0)2.429009不平穩(wěn)Dx3(C,K,1)-3.625517**平穩(wěn)

注：(C,T,D)表示(常數(shù)項，趨勢項，差分階數(shù))。*,**,***分別表示在10%，5%，1%的顯著性水平下拒絕原假設。T為有趨勢項與浮動項，K為有浮動項，N為無趨勢項與浮動項

ADF檢驗表明，y，x1,x2,x3在原序列內均有單位根，呈現(xiàn)非平穩(wěn)的時間序列，而y,x2,x3一階差分序列則是平穩(wěn)的,x1的二階差分序列在5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的。因此可以繼續(xù)進行下面的分析。

協(xié)整方程說明數(shù)據(jù)間的關系，采用Johansen協(xié)整檢驗對差分后的數(shù)據(jù)進行檢驗，結果如下表。

滯后階數(shù)零假設特征值跡統(tǒng)計量5%臨界值P值(1,1)無0.88987957.4648047.856130.0049至多一個0.49968619.9598229.797070.4256至多兩個0.3139678.1870035.494710.4456至多三個0.0994591.7809053.8414660.1820

從表中可以看出，dy，ddx1，dx2，dx3在置信水平為5%的情況下，無零假設的似然統(tǒng)計量高于其所對應的臨界值的值，說明dy，ddx1，dx2，dx3之間的協(xié)整關系是存在的。從而得出協(xié)整方程：

y=-0.004210x1+0.002475x2-0.003505x3+131.40287

(-5.082151)(4.350336)(-0.447310)(17.06640)

從上面的方程可以看到x1，x2之前的系數(shù)為正數(shù)，說明y與x1，x2存在正相關系數(shù)。x3之前的系數(shù)為負數(shù)，說明y與x3存在負相關系數(shù)。

采用Granger因果檢驗對變量間關系進行分析，根據(jù)AIC、SC準則，將滯后期設為5年，檢驗結果為：

原假設滯后期樣本數(shù)F統(tǒng)計量P值檢驗結果x3不是y的Granger原因5165.286310.0458拒絕原假設y不是x3的Granger原因5162.754620.1452接受原假設x2不是y的Granger原因51616.81120.0038拒絕原假設y不是x2的Granger原因5161.376110.3673接受原假設x1不是y的Granger原因5160.430460.8118接受原假設y不是x1的Granger原因51641.83530.0004拒絕原假設x2不是x3的Granger原因5161.795060.2682接受原假設x3不是x2的Granger原因5162.957310.1296接受原假設x1不是x3的Granger原因5160.768170.6103接受原假設x3不是x1的Granger原因51422.71620.0019拒絕原假設x1不是x2的Granger原因5143.842370.0830拒絕原假設x2不是x1的Granger原因5148.571540.0171拒絕原假設

VAR模型滯后期設定為12。VAR模型計量結果如下：

Y=0.804555Y(-1)+0.141813Y(-2)-0.001098X1(-1)+0.000652X1(-2)-0.000838DX2(-1)+0.000937X2(-2)+0.002333X3(-1)+0.002135X3(-2)+2.181873

基于VEC模型的脈沖響應函數(shù)曲線，分別表述農村居民純收入，城市居民可支配收入，定基房價指數(shù)序列對常住人口城鎮(zhèn)化率的沖擊，橫軸以10年為長度，縱軸為響應程度：

從上述三個圖可以看出：

第一，x1在第1期前期對y的波動無影響，然后對y的波動的負的影響開始逐漸增強，至第6期影響程度趨于不變。

第二，x2在第1期前期對y的波動無影響，在第1期的末期與第2期對y的波動的負的影響程度呈U字形。到第7期逐漸趨于0。

第三，x3在第1期前期對y的波動無影響，在第1期的末期與第2期對y的波動的正的影響程度呈倒U字形，第9期開始，x3對y的正的影響程度逐漸趨于平穩(wěn)。

綜合協(xié)整方程和脈沖相應函數(shù)的檢驗結果，實證分析可以得出以下結果：

第一，城市收入是市民化的主要動力來源。城市收入對市民化率的影響系數(shù)為0.0421，說明城市收入對農民工轉移到城鎮(zhèn)具有絕對的正向拉力。

第二，農村收入對市民化具有正向影響，其內在機理在于能夠提供更多的市民化成本來源。

第三，城鎮(zhèn)生活支出過高，抑制了農民工市民化的進程。

三、結語

獲得比較收益。農民工追求勞動收益最大化是一個過程，也是一種結構，是一種勞動收益的層次結構變化。這種利益追求具有一定的遞進性，并且遵循著一定的邏輯演進路徑：先是追求工農之間的比較收益，即比家鄉(xiāng)務農收益更大的經濟效益，其次是在前者的基礎上，進一步追求就業(yè)所在企業(yè)之間的勞動比較收益。這發(fā)生在農民工經過初次外出打工后，隨著交往圈子的擴大和知識、經驗的積累，逐步發(fā)現(xiàn)不同企業(yè)、不同工種的利益差異。再進一步，在前兩者的基礎上追求更高級的綜合比較收益,包括各項權益的實現(xiàn)、子女教育、社會保障、能力的提高、獲取發(fā)展機會、公平競爭的環(huán)境、生活方式和價值觀念的改變等等。而這種綜合收益的最大化是其利益追求的最高層次，這種追求經歷了基于生存理性的最初選擇，到經濟理性的后續(xù)選擇，以及社會理性的更高級選擇的過程。在不斷的理性選擇的過程中，實現(xiàn)從經濟比較利益到綜合比較利益最大化的自然演進。

綜上所述，農民工市民化的動因(動機)是有層次性的，走出農村，來到城市獲得比在家務農更大的勞動收益是底線；在城市的不同企業(yè)、不同工種之間尋求收益的較大化；進而尋求有社會保障、有利于權益實現(xiàn)和發(fā)展空間的綜合比較利益的最大化。從生存理性到經濟理性，再到社會理性，則是農民工市民化內在動因的邏輯順序。每一階段的尋求，意味著其權益的實現(xiàn)和市民化程度的提高。當然，影響其市民化的凈預期收益的因素是多重的。在既定的制度框架下，城市差距依然很大，因此，農民工市民化呈現(xiàn)一種主觀上強烈的市民化意愿的趨勢。這種強烈意愿的滿足程度則取決于市民化主客觀條件的供給狀態(tài)。