中国农民工迁移的演进规律及其chow’s断点检验

孙玉娜，李录堂，薛继亮

（西北农林科技大学 经管学院，陕西 杨凌 712100）

农民是否愿意迁移，是中国农村城镇化和工业化进程能否加快的关键。农村人口向城镇转移，农村富裕劳动力向非农产业和城镇转移，是工业化和现代化的必然趋势，也是农民工迁移的必然趋势。改革开放以来，在城镇化进程中，我国从农村向城镇转移人口的数量一直为政府和社会各界所关注。因此有必要研究农民工迁移的内在关系和影响因素，找出农民工迁移的关键制约因素，为实现农民工的合理有序迁移提供理论依据和现实解释。

1 文献综述

与发达国家相比，我国的农村劳动力转移就业面临着特殊的制度约束，这种制度决定了上世纪80年代中期以来的大规模农村劳动力转移就业并不是永久性迁移，而是呈现出很强的暂时性和不稳定性特征，随着经济周期和政策周期的变化，一些学者经验研究表明，目前外来农民工的流动表现为短期的而非持久性的[1]，定居城市意愿不强[2]。

从工作稳定性角度看，我国农民工是一个职业流动相当频繁的群体。Knight等[3]对中国劳动力的流动性进行了考察并进行了国际比较，结果表明农民工的流动性明显高于城市劳动者。教育程度较高者有非常显著的自愿流动倾向，教育程度较低者则往往出于规避风险而倾向于不主动流动。李强[4]认为农民工的初次职业流动实现了职业地位的较大上升，而农民工的再次职业流动却基本上是水平流动，没有地位上升。严善平[5]以上海劳动力市场为例分析了劳动力市场中的流动现象，认为由于制度性因素的制约，外来人员和本地劳动力在不同市场阶层之间的流动频度、流动方式以及流动的效果方面截然不同。白南生、李靖[6]收入低是农民工流动的最主要原因,但流动原因日益多元化,尤其是新生代农民工离职原因和老一代农民工形成显著差异。

从家庭迁移来看，洪小良[7]基于北京市的抽样调查数据，对城市农民工的家庭迁移行为及影响因素进行了分析。北京市外来农民工的流动已呈现明显的家庭化特点，1984～2006年，家庭式迁移发生概率总体上呈逐年上升的趋势。除了个人特征外，以新迁移经济学理论为依据的家庭因素变量对农民工的家庭迁移行为有显著的解释能力。刘开明（2010）认为家庭化迁移逐渐成为农民工迁移的总体模式。在深圳、东莞等农民工聚集地，甚至可以看到整个村子复制过来的群落，形成一个亚农村社会生活圈。

从迁移风险成本来看，钱雪飞[8]认为农民工城乡迁移的个人风险成本包括不稳定性因素、不安全性因素和低保障性因素三个主要方面。过高的农民工城乡迁移个人风险成本对农民工本人及其家庭、输入地城市经济、城乡差距、社会稳定以及城市化进程等六个方面的负面影响。此外，农民工还面临的制度歧视所带来的成本，当前二元社会保障制度的差异对农村人口的迁移决策行为产生了较为显著的影响。周明[9]、蔡昉[10]、都阳、王美艳[11]、罗忠明[12]也对此作过深入研究。

中国劳动力迁移既受宏观经济和制度因素的影响，又和迁移者的个人特征和社会文化背景相关，表现出较强的复杂性和阶段性。朱农[13]分析了迁移前后的经济因素的影响，程名望等[14]认为城镇的拉力，特别是城镇工业技术进步，是农村劳动力转移的根本动因。而二元经济背景下，公共产品在城乡居民、流动人口间分配政策的差异也对劳动力迁移行为产生了深刻影响[15]。

因此，当前我国关于农民工迁移理论研究大多集中于迁移影响因素、农民工迁移方向、迁移农民工培训、农民工迁移及经济效应等层面上，理论研究还缺乏一定系统性和实用性。从实践上看，农民工迁移时如何演进的研究还不深入。本文正是从这个角度研究农民工迁移的阶段性，探索其影响要素，以期达到研究农民工迁移演进的目的。

2 样本说明和数据来源

本文以迁移农民工、农民纯农业收入、非农业收入和城镇居民可支配收入等四个变量作为研究的样本。城乡收入差距和农民收入来源差距是刺激农民工迁移的一个基本动力。样本区间是1978～2006。迁移农民工数据中1978～1993年的数据来源于谭永生的农村劳动力流动与中国经济增长——基于人力资本角度的实证研究》，1994年数据来自 《十五大前后经济形势扫描与预测》，1995年数据来自 《当前农村改革与发展中的热点问题》，1996年数据来自 《未来十年劳动就业主要变量研究》，1997年数据来自 《中国农村剩余劳动力转移与小城镇发展》，1998年数据来自 《中国农村劳动力分化与社会结构》，2001～2002年数据来自 《政策要览》，1999～2000年数据来自差分，2003年数据来自 《当前我国农村劳动力转移面临的问题及对策》，2004年数据来自 《关于社会主义新农村建设与城市化的关系的思考》，2005年数据来自《中国百姓蓝皮书——城市化》，2006年数据来自《当前我国的农业、农村和农民问题》。

农业总产值、农民纯农业收入和非农业收入等三个变量数据来源于 《55年中国统计资料汇编》和 《农业发展报告2007》。

3 农民工迁移演进的实证研究

在进行实证检验之前，对迁移农民工（Lm）、城镇居民可支配收入（Lczy）、农民纯农业收入（Lnc）和非农业收入（Lnw）序列取对数。随后对取对数后的序列进行单位根检验，并在单位根检验的基础上进行协整检验和误差修正检验，再对模型进行修正。在这些工作都完成之后，对最后得到的方程进行Chow’s检验，以判断我国农民工迁移的演进是否发生变化。

3.1 单位根检验

对时间序列进行协整检验之前必须进行单位根检验，以考察序列的平稳性(单整阶数)，在此采用ADF方法进行单位根检验，检验的结果如表1。从检验的结果可以看出,所有的水平序列都不是平稳序列，因为它们的原始序列的ADF值都大于5%的临界值。对这些时间序列进行一阶差分后再进行ADF检验。从表1的结果可以看出,这些序列都拒绝单位根假设，说明它们是平稳序列，因为一阶差分序列在1%的显著水平上都通过单位根检验。这就不能用经典的回归方法对模型进行估计。

表1 单位根检验

经过一阶差分后所有序列的ADF值都小于1%临界值，因此认为这些序列都是一阶单整序列。由于这些序列是不平稳的单位根过程，但其一阶差分序列是平稳的，需进一步对其进行长期协整关系检验。

3.2 协整检验

由于要对多变量进行单位根检验,采用Johansen特征根轨迹检验来考察时间序列迁移农民工（LnLm）、城镇居民可支配收入（LnLczy）、农民纯农业收入（LnLnc）和非农业收入（LnLnw）之间的协整关系。需要说明的是方程1包含所有变量，方程2不包括变量农民纯农业收入，方程3不包括变量农民纯农业收入和非农业收入。协整检验结果见表2。通过表2可以看出，在5%的显著性水平上，只有方程2具有协整关系，说明迁移农民工、城镇居民可支配收入和非农业收入之间存在着长期均衡关系。方程1和方程3的协整关系不显著。

3.3 向量误差修正模型（VEC）

表2 协整检验

通过上述协整检验，1989～2007年间迁移农民工、城镇居民可支配收入和非农业收入存在长期协整关系，因此我们可以建立VEC模型。Engle和Granger将协整与误差修正模型结合起来，建立了向量误差修正模型。VEC模型是含有协整约束的VAR模型，多应用于具有协整关系的非平稳时间序列建模。建立方程2的VEC模型如下：

其中，yt=(LnLm LnLnw LnLczy)T，Δ为变量的一阶差分，p为滞后阶数，ecmt-1=β'yt-1是误差修正项，反映变量之间的长期均衡关系，系数向量α反映变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时，将其调整到均衡状态的调整速度。所有作为解释变量的差分项的系数反映各变量的短期波动对作为被解释变量的短期变化的影响。Γi反映各变量的短期变化对作为被解释变量的短期变化的影响。

利用eviews6.0对向量误差修正模型（VEC）进行估计，得到：

从公式(2)中误差修正项的系数来看,当短期波动偏离长期均衡时,将以0.071的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。也就是说当期误差修正项时,亦即期的农民工迁移向上偏离长期均衡时，调整系数会以0.071的速度增加期农民工迁移的增量，从而调整期的农民工迁移向长期均衡靠近，反之亦然。基于前面估算出的VEC模型,我们用wald统计量对回归系数进行约束检验，结果见表3。

表3 VEC模型下的格兰杰因果检验

表3的结果可以看到城镇居民可支配收入和非农业收入引起农民工迁移的发生。通过以上的Granger因果检验，基本上印证这样的思想，城镇居民可支配收入和非农业收入可以 Granger引起农民工迁移，而农民工迁移却不能Granger引起城镇居民可支配收入和非农业收入的增长,这就为下一步进行回归奠定了基础。这也说明了城镇居民可支配收入和非农业收入和农业纯收入的差距是激发农民工迁移的动力。

3.4 实证结果

根据对变量进行协整检验和误差修正，认为迁移农民工、城镇居民可支配收入和非农业收入存在长期的协整关系，并且城镇居民可支配收入和非农业收入可以Granger引起农民工迁移，得出方程2是最合理的。下面对模型2进行深入分析和检验，方程4滞后1期，方程5滞后2期，结果见表4。

从计算机模拟的结果看，根据D-W 检验，说明方程2中农民工迁移存在明显的序列自相关，需要对其进行滞后1期和滞后2期，然后再D-W 检验。结果表明方程5解决了数据自相关的难题，是最优的。

表4 模型设定结果

在模型5中，非农业收入及城镇居民收入和农民工迁移成正相关。非农业收入和城镇居民可支配收入是农民工迁移的激励因素，因为非农业收入还给农民工迁移提供资金支持。非农业收入越高，就越容易出现农民工迁移。此外，城镇居民可支配收入作为目前我国最高的宏观收入标杆，完全可以对农民工迁移产生刺激，更为重要的是农民工迁移往往是和城镇、工业化（产业化）连接在一起的。

在对农民工迁移的影响因素中，农民纯收入对农民工迁移的影响力最小。可以猜测农民纯收入由于低的缘故而无法承担起农民工迁移所需要的资本，这才造成了其被剔出和农民工迁移的关联程度的实证中。在本文的估计中，非农业收入和城镇居民收入和农民工迁移具有很强的正相关，说明了我国农民工迁移主要来自收入差距的激励。农民工迁移还处在初级阶段，是一种谋生的手段。

3.5 chow’s检验

方程5做为一个较为理想的方程，5%显著性水平下各个变量系数均较显著。基本上可以反映出农民工迁移演进的进程。为了判断农民工迁移是否存在节点而发生变化，对滞后二期的方程2进行Chow’s检验，结果见表5。

表5 chow's断点检验结果表

上述结果显示：首先，经过检验，在所有断点检验中，1994年的 chow’s断点检验结果最明显，迹统计量为11.38448，P值为0.0001，小于0.01，满足1%的显著性假设。这说明了以城镇居民收入和农民非农业收入为因变量的农民工迁移演进函数在两个时期发生了变化，这可能和1994年我国社会主义市场经济体制的确立和户籍制度的放松有着必然的联系。其次，1985年的chow’s断点检验结果也比较明显，迹统计量为2.889212，P值为0.0457，小于5%的显著水平。这可能家庭联产承包责任制的确定和户籍制度的放松有着一定的关系，尤其是后者。Chow’s断点检验说明了随着我国市场化进程和农村社会经济发展的程度，农民工迁移也具有阶段性的特征，每个阶段都有其自己的特征。

1978～1994年，农民工迁移在开放初期仅仅是作为一种谋生的手段。在这个阶段又以1985年为分界点，造成这种结果的原因可能是户籍制度的放松使得大量的农村劳动力来到城市打工。1994～2006年，伴随着1994年我国社会主义市场经济体制的确立和户籍制度的放松，这个时期的农民工迁移伴随着农村劳动力的大规模流动和国家城镇化、工业化进程而具有鲜明的特征。

可以看出，农民工迁移明显受到宏观经济形势的变化和制度变迁的影响。因为当中国的经济改革为农民工迁移提供明显的制度支持时，农民谋求经济利益的潜力成为农民工迁移的实际动力。正如1978年分配置度的松动导致农村经济体制改革表现出巨大的活力。同样，1994年是市场经济的确立使得农民工迁移的实现机会有了提高的可能。中国在经历了15年的农村社会经济体制改革后，农民的社会资本和资金有了一定的积淀，加上农民在工业和城市所得到的收益在降低，即使收入有所提高，除此之外还有市场化的进步使得农业分工得到发展，产业链更加迂回以及农民在农业生产和农村经济的相对优势，这样农工、城乡、农民自身等三位一体的农民工迁移需求使得这一时期的农民工迁移将会和上一时期有着很大的不同。

4 结论

非农业收入及城镇居民收入和农民工迁移成正相关。非农业收入和城镇居民可支配收入是农民工迁移的激励因素。通过chow’s断点检验，得出1994年是农民工迁移演进的最显著节点，以城镇居民收入和农民非农业收入为因变量的农民工迁移演进函数在两个时期发生了明显变化。这可能是1994年我国社会主义市场经济体制的确立和户籍制度的放松的结果，说明了农民工迁移明显受到宏观经济形势的变化和制度变迁的影响。

为了更好地促进农民工迁移，最重要的是提高农民的迁移收益，降低农民迁移风险，刺激农民迁移。应当加大财政金融扶持力度，制定农民工迁移的鼓励政策，建立农民工迁移的长效投入机制；加大技能扶持力度，全面启动农村劳动力转移阳光就业培训工程；加大科技扶持力度，紧紧围绕发展现代农业，为农民提供技术服务。

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