论城乡劳动力报酬的非对称波动，本文主要内容关键词为：劳动力论文,报酬论文,城乡论文,非对称论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F244 文献标志码：A 文章编号：1006-0766（2008）05-0022-08
改革以来，我国城乡差距不断扩大，其中一个重要表现就是城乡劳动力报酬差异的持续扩大。以1984－2004年为例，城镇职工工资不仅在绝对额上远远超过农民工工资和农民务农收入，在增速上也保持巨大的优势。自本世纪以来，我国政府认识到“三农”问题的重要性，连续出台了多项扶持政策，力促农民收入和农民工工资的上涨，实践中也取得了较好的效果。自2004年以来，农民收入连续4年以超过6％的速度递增，仅2005年当年的涨幅就接近20％[1]。从2006年下半年起，城镇职工工资开始加速上扬，当年第三季度就上涨了14.6％，而2007年更是超过18％[2]。面对这种情况，我们不禁要问：以务农收入、农民工工资和城镇劳动力工资为代表的城乡三类劳动报酬的差距，在这一轮波动中是否会逐渐缩小呢？
西方经济学的新古典要素报酬均等化定理告诉我们，在劳动力可以自由流动的情况下，任何地域空间上的劳动力报酬都将趋于一体化[3]，这意味着，不同劳动力报酬的波动形态将是完全一致的。但这一预测很难适用于我国，究其原因，我国存在严重的城乡二元结构，城乡间的劳动要素并不能实现完全自由的流动。以刘易斯、托达罗、乔根森等为代表的发展经济学家则认为，工业劳动力和农业劳动力的工资存在一个固定的差距，只有这样，才能在不损害农业产出的前提下维持工业劳动力的供给动力[4][5][6]。依此假设，工业劳动力和农业劳动力的工资波动形态也应是完全一致的。但这些结论同样不适用于我国，因为我国的农民工并不像他们所描述的转移劳动力那样，一旦转入城市，就能享受与城市产业工人一样的就业和工资待遇，恰恰相反，城市部门对农民工的排斥和限制还非常严重[7]147-164。所以，现有的西方经济理论，并不能为上述问题提供有说服力的答案。
我国学者对于二元结构下城乡劳动力的报酬关系已进行了较多研究。比如姚先国[8]、王美艳[9]等对城镇劳动力工资与农民工工资差异的考察富有启发意义，但都存在一个缺陷，那就是没有将务农收入、农民工工资和城镇劳动力工资放在统一的框架内来考察，而只是挑选其中的两个来分析。我们知道，在城乡经济体系下，这三类报酬之间可能存在交织的联系，遗漏任何一类报酬都可能造成偏差。因此，这些研究都无法对上述问题做出直接的回答。
为弥补上述不足，本文利用VECM模型在一个统一的框架内对城镇劳动力工资、农民工工资以及农民务农收入的波动关系进行考察，结果发现：三类劳动报酬在增长速度上存在长期协整关系，在长期均衡路径上，城镇劳动力工资增速是农民工工资的1.471倍，而农民工工资增速是务农收入的1.248倍。而在短期波动形态上，三类报酬之间存在单向的决定关系，即务农收入上涨会导致农民工工资的持续上涨，而农民工工资的上涨又会导致城镇劳动力工资的强劲跟涨。但反过来，城镇劳动力的工资上涨并不会显著带动农民工工资上涨，而农民工工资上涨对务农收入也没有明显影响。进一步的Granger检验和脉冲响应分析既验证了上述波动过程的传导顺序，也描述了其具体的数量特征。这些表明，在现有的报酬体系下，城乡劳动力报酬差距不仅不会缩小，还有进一步扩大的趋势，这显然不利于缩小城乡差距，也与构建社会主义和谐社会的目标冲突。鉴于此，文章从双二元结构下城乡劳动力的就业环境，尤其是农业弱质性和城市就业市场制度性扭曲的角度进行分析，并提出政策建议。
一、研究设计
（一）模型设置与数据说明
为考察三类劳动力报酬间的动态关系，同时避免传统计量方法下可能出现的理论预设问题，我们采用向量误差修正模型VECM进行分析。先根据向量自回归原理，将每类劳动力报酬视作内生变量，在忽略外生变量的情况下，每个变量都是自身滞后项和其他变量滞后项的函数，并具有如下形式：
（1）
式中y为三维工资向量；t表示时间，由于城市改革源自1984年，我们选择1984－2007年作为样本期；j为滞后项；p为最高滞后阶数，根据AIC和SC原则确定；α为估计参数；ε为随机扰动向量。三类工资变量及估算为：
1.城镇劳动力工资对数lcw。研究表明，在二元分割的城市就业市场上，城镇劳动力主要集中在以国有、集体企业为代表的部门。而以小规模个私经济为代表的部门，由于工作脏累苦危、缺乏稳定性，有失业保险作后盾的城镇劳动力很少问津[7]168-186。根据《中国统计年鉴》，本文以城市国有和集体单位职工平均工资的平均数来近似代替城镇劳动力工资水平。
2.农民工工资对数lmw。根据历年《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》，用农村居民人均年收入中来自工资性收入的部分乘以农村总人口再除以已转移的农村劳动力人数，即可得到农民工工资的近似代替数据②。
3.农民务农收入对数lfw。用农村居民人均年收入中来自农业收入的部分乘以农村总人口再除以务农劳动力人数，可得到务农收入的近似替代值。
（二）VECM模型分析及应用
如果各y之间为同阶单整，且存在协整关系，则（1）式可整理为：
对于各y变量波动的因果关系，我们既可以利用上述
的显著性来判定短期波动的先后顺序，也可以利用δ向量的显著性来判定长期决定关系。如果δ向量中的某一元素显著，则对应的y变量对其他变量具有长期的决定作用。卢锋和彭凯翔就是利用这两种方法来分析粮价和物价长期因果关系的[10]。
二、城乡三类劳动报酬的长期波动关系
根据估算结果，图1描述了1984－2006年城镇劳动力工资、农民工工资和农民务农收入的波动情况。由图1可见，在1992年前，三类劳动报酬经历了大致相似的缓慢的上涨过程。而从1992年开始至1996年，均转入较快的上升通道。此后又经历大约三年的缓慢增长期。至1999年，三类报酬的波动态势开始出现明显分野：一方面，城镇劳动力工资加速上扬；另一方面，农民工工资和农民务农收入却陷入持续的停滞阶段，直到2004年才开始迅速上升。但相对于农民工工资和务农收入而言，城镇劳动力工资仍显示出更强劲的增长势头。
图1 城乡劳动力三类报酬的波动情况
为了准确地考察三类劳动报酬问的波动关系，需要结合向量自回归模型进行分析。这里先要确定是使用普通的VAR模型还是使用VECM模型的问题，为此要先利用ADF检验来考察三类报酬的平稳性和单整阶数。结果见表1。
由表1可见，至少在5％的显著性水平上，三个变量均为一阶单整序列，因此可用Johansen方法来进一步检验三者间的协整关系。检验结果见表2。
不论是迹统计量方法，还是最大特征根统计量方法都显示至少在5％的显著性水平下，城镇劳动力工资、农民工工资、务农收入之间存在唯一的协整关系。标准化后的协整方程式为：lcw－1.471lmw＋1.836lfw＝0。可见，在长期均衡路径上，三类劳动报酬的稳定关系并不表现在绝对数量上，而在增长速度上。对协整方程式进行全微分可以发现，城镇劳动力工资的增长速度是农民工工资的1.471倍，是农民务农收入的1.836倍。对这两个关系进行换算后也可以发现，在均衡路径上，农民工工资的增长速度是务农收入增长速度的1.248倍。
协整关系只能说明变量间长期增速的数量特征，并不能反映其传递顺序。比如城镇劳动力工资和农民工工资，我们很难说是农民工工资上涨1％后，导致城镇劳动力工资上涨1.471％；还是反过来，城镇劳动力工资上涨1％，导致农民工工资上涨0.680％。为此可以利用Granger方法进行因果检验。为了避免伪回归，只有平稳序列才能进入检验方程。而对于上述三个一阶单整的工资变量，可以用一阶差分变量来检验。由于原序列具有自然对数的形式，所以一阶差分本身就代表了各类劳动报酬的增长率。检验结果见表3。
表3第一行说明，城镇劳动力工资上涨率，既不会对农民工工资上涨率造成明显的影响，也不会对农民务农收入造成影响；第二行则说明，在5％的显著性水平上，农民工工资上涨率是城镇劳动力工资上涨率的Granger原因，即农民工工资上涨诱发城镇劳动力工资上涨。但是农民工工资上涨率未对务农收入增长率产生显著影响；第三行说明，在1％的显著性水平上，务农收入增长率是农民工工资增长率的Granger原因，但对城镇劳动力工资增长率没有显著影响。
综上所述，在长期均衡路径上，务农收入上涨会导致农民工工资的更大幅度的上涨，而农民工工资上涨也会导致城镇劳动力工资的更快上涨。在这种格局下，城镇劳动力、农民工和务农农民之间的长期收入差距只会越来越大。
三、对三类劳动报酬短期波动关系的检验
由于三类劳动报酬之间存在协整关系，我们可利用VECM模型进一步考察它们的短期波动关系。VECM模型的估计结果见表4。
如果以t＝2作为变量显著的临界点，那么从表4的第二列可以看出，城镇劳动力工资的短期波动主要取决于误差修正项ecm[t－1]和滞后两期的农民工工资增长率Δlmw[,t－1]、Δlmw[,t－2]。前者说明，农民工工资或务农收入对城镇劳动力工资具有长期作用；后者则说明，农民工工资短期波动是诱发城镇劳动力工资短期波动的主要原因。当农民工工资上涨1％时，下一期的城镇劳动力工资将上涨0.273％。进一步的脉冲响应分析表明（见图2－1），至第二期城镇劳动力工资上涨率将达到0.445％，第三期达到最大值0.455％。此后涨幅虽趋于下降，但直至第8期仍比较明显。可见农民工工资上涨会引发城镇劳动力工资持续而强劲的跟涨。
表4第二列同时表明，农民务农收入波动对城镇劳动力工资波动没有显著性影响。除了统计上不显著外，在数量特征上也很微弱。由图2－2可以看出，城镇劳动力工资甚至与务农收入出现了微弱的背离趋势，当务农收入降低1％时，在第二期，城镇劳动力工资反而上升0.097％，第三期则上升0.0549％，此后逐渐转为零。这种背离趋势在1998－2003年得到了较好的验证，如图1所示，这一时期务农收入进入持续低迷期，而城镇劳动力工资却仍延续上涨势头。
图2－1 Δlcw对Δlmw的冲击响应
图2－2 Δlcw对Δlfw的冲击响应
从表4的第三列可以看出，在农民工工资短期波动的影响因素中，除误差修正项和自身滞后项外，滞后的务农收入增长率也是显著的，这说明，务农收入增长率可作为主要原因来解释农民工工资的短期波动。在具体波动形态上，图3－1的脉冲响应分析表明，当务农收入增长1％时，滞后一期的农民工工资将上涨0.315％，滞后两期达到0.387％，随后增幅出现下降，并渐趋近于零。可见务农收入对农民工工资的波动影响不仅是显著的，而且具有一定的持续性。表4第三列也表明，城镇劳动力工资对农民工工资波动的影响，不仅在统计上不显著，在数量上也很微弱，同时还伴有一定的反向趋势。如图3－2，当城镇劳动力工资上涨1％时，农民工工资在滞后一期反而下降0.021％。
图3－1 Δlmw对Δlfw的冲击响应
图3－2 Δlmw对Δlcw的冲击响应
表4的第三列显示，在务农收入的波动方程中，城镇劳动力工资和农民工工资均没有对其发挥显著影响，不仅如此，在数量上也比较小。其波动关系如图4－1和4－2所示。这表明很难从城镇劳动力工资或农民工工资的角度去寻找务农收入短期波动的原因。后者的波动表现出相当的独立性。
图4－1 Δlfw对Δlcw的冲击响应
图4－2 Δlfw对Δlmw的冲击响应
综上，在城乡三类劳动报酬的短期波动中，务农收入上涨会引发农民工工资的持续上涨，而农民工工资上涨又会引发城镇劳动力工资的强劲跟涨。但是，城镇劳动力工资上涨不会对农民工工资产生明显影响，而农民工工资上涨也不会对务农收入产生明显影响。三者存在明显的单向波动传递关系。
四、对三类劳动报酬非对称波动的进一步解释
（一）务农收入和农民工工资非对称波动的原因探析
在城乡二元结构下，正如刘易斯指出的，农村劳动力转移需要克服心理成本、交通成本、生活成本等带来的影响，因此工业部门只有开出比务农收入高出一定比例的工资，农村劳动力才有足够的转移动力。当务农收入上涨时，工业部门支付给转移劳动力的工资也必然上涨，否则农村劳动力的转移动力将会消退。对这个解释的最好验证就是2004年以来爆发的“民工荒”现象，很多学者认为正是由于务农收入上涨后，农民工工资没有及时跟涨，才导致农民工供给的相对不足[11][12]。
那么为什么农民工工资上涨没有对务农收入产生明显影响呢？从理论上讲，农民工工资对务农收入的影响有两个渠道：一是根据哈里斯－托达罗模型[6]，当转移劳动力工资上涨时，城乡预期收入差距扩大，农村劳动力将加速向城市转移。由于务农劳动力人数减少，务农收入将增加；二是我国农村劳动力转移常在城乡之间做“钟摆式”移动。蔡眆、白南生认为，这种兼业型农民工通常会将赚得的一部分收入寄回家，帮助其购置化肥等农业生产资料[7]246。所以当农民工工资上涨时，农业生产资料的投入也应更加充足，农业产出和务农收入也应有所提高。这两点都预示了农民工工资对务农收入的正向效应。但从实际情况来看，上述的传导渠道可能存在扭曲：首先，自上世纪90年代初以来，随着农村劳动力的持续大规模转移，农业部门精壮劳动力日益减少，许多村庄出现“空心化”现象。农业生产中精壮劳动力有时是无法替代的[13]，从这个意义上讲，我国农业部门大量滞留的并不是零值剩余劳动力，而是边际生产力大于零的隐蔽性失业劳动力。农民工工资上涨诱导农业劳动力加速转移，就可能导致农业的粗放型耕作，并引起农业产出和务农收益下降。其次，农民工汇款虽能增加农户对农业生产资料的购置并提高土地收成，但由于需求增加，农资价格也可能出现上涨，并反过来削弱农户购置农资的动力，而农业投入成本的增加也会削弱务农收益。农民工汇款与农民工数量呈正比，如果上述解释正确，则农资价格指数应与农民工增长率呈正比。根据前述数据可计算出每年的农民工增长率与农资价格指数的皮尔逊相关系数为0.713，由此可大致验证二者的高度正相关性。正是由于这两种扭曲，农民工工资对务农收入的正向作用可能会被抵消。
（二）农民工工资与城镇劳动力工资非对称波动的原因考察
要解释农民工工资与城镇劳动力工资的非对称波动关系，就必须从我国特有的户籍制度以及由此衍生的城市就业制度来进行分析。在我国，户籍不仅是城乡居民身份的一种标识，更是一种资源配置机制。城镇居民凭借着城镇户籍，享受一系列优于农村居民的特权，最重要的就是就业优先权。在改革前，为了维持城镇居民的就业特权，国家严格禁止农村户籍的劳动力进城务工。改革后虽然说城市对农村劳动力的就业排斥出现了松动，越来越多的农村劳动力进城务工，但是并没有改变他们的身份标识。而在城市就业市场上，政府出于各种考虑，仍会对城镇户籍的劳动力进行就业保护，而对农村户籍的转移劳动力进行各种就业限制和排斥[7]147-164。
对农民工的限制和排斥，主要表现在他们和城镇劳动力的就业分布差异上。城镇劳动力受到政府的保护，更容易进入以公有制垄断行业为代表的部门，而农民工则容易被排挤到个私经济甚至灰色部门。这两类部门除了在资本实力、技术水平、劳动生产率等方面存在巨大差异外，最主要的就是所有制差别。王美艳的一项实证分析表明，城镇劳动力在公有制部门就业的比重超过了2／3，而在农村转移劳动力中，只有12％左右的人能够进入这样的部门[9]。所有制分布的区别，使得城镇劳动力和农民工的工资决定机制进一步分化。在公有制部门，由于劳动人事制度和薪酬制度的改革并不彻底，职工工资并不是依据市场规律来确定，在相当程度上受到政府的干预。比如，政府对公务员或垄断行业的工资做出规定，就是很常见的事情。但在农民工聚集的非公有制部门，政府干预则要少得多，农民工工资基本上是由市场机制进行调节的。
政府对公有制部门工资干预的一个基本原则就是确保工资的购买力不下降，所以工资与物价挂钩就成了常见的做法，比如工资－物价指导线。这样在物价上涨的情况下，城镇劳动力工资通常能同步上涨。但另一方面，物价又与农民工工资保持较密切的联系。数据显示：1984－2007年农民工工资与城市物价指数间的皮尔曼相关系数为0.661，进一步的葛兰杰分析表明，农民工工资是物价指数的葛兰杰原因，但反过来并不成立。由此可以推断，在农民工工资上涨的情况下，首先引发的是物价的上涨，然后才带动城镇劳动力的工资上涨。这对前述分析中农民工工资上涨引发城镇劳动力工资上涨的现象做出了解释。反过来，我们再来看农民工工资的情况。如前所述，农民工工资主要由市场决定，很显然，这主要取决于农民工的供求情况。2004年之前农民工供给过剩，农民工找不到工作的现象屡见不鲜。在这种状况下，农民工工资就很难与物价挂钩，相反会长期维持在一个较低的均衡水平。比如说，在2004年之前的十多年里，珠三角地区的农民工工资仅上涨了68元，名义工资的增长速度远慢于物价上涨速度[12]。正因为如此，包括城镇劳动力工资上涨在内的其他外生因素，都不会对农民工工资产生多大的刺激作用。由此城镇劳动力工资和农民工工资呈现出非对称波动关系。
五、结论
近年来，随着农业税减免和农民工就业环境的好转，农村劳动力的报酬开始趋于改善；但另一方面，城镇劳动力工资也呈现出加速上涨的趋势，城乡劳动力报酬差距会不会缩小呢？本文利用VECM模型进行分析，得出如下结论：
首先，在以务农农民、务工农民工和城镇职工为代表的城乡三类劳动力中，劳动报酬的增长速度存在长期协整关系，在长期均衡路径上，城镇劳动力工资的增长速度是农民工的1.471倍，而农民工工资的增长速度是务农收入的1.248倍。这表明，如果不偏离长期均衡路径，那么在这一轮劳动报酬的增长大潮中，城镇劳动力、农民工和务农农民的收入差距将会继续扩大，而不是缩小。
其次，即便在短期的波动关系上，城镇劳动力对农民工、农民工对务农农民也会依次表现出报酬上的优势。务农收入的上涨会引发农民工工资的持续上涨，农民工工资上涨又会导致城镇劳动力工资的强劲跟涨。但反过来，城镇劳动力工资上涨并不会导致农民工工资的显著上涨，而农民工工资上涨也不会对务农收入产生明显影响。这种单向而强势的波动传递关系决定了在务农收入或农民工工资出现短暂上涨后，城镇劳动力的工资优势将会很快得到恢复和强化。
最后，务农收入和农民工工资的非对称波动主要源自农业部门的弱质性，尤其是劳动力持续转移后农村精壮劳动力的枯竭以及农资价格的敏感性。而农民工工资与城镇劳动力工资的非对称波动主要是源于城市就业市场的制度扭曲，尤其是二元就业制度下城镇劳动力工资和农民工工资的决定机制的差异。
遏制城乡劳动报酬差距的无序扩大，重构城乡劳动报酬的合理关系需做好两项工作：一是深化城市就业市场的制度改革，打破旨在保护城镇劳动力就业优先权和工资优势的制度性扭曲，在城镇劳动力用工机制和工资机制中引入更多的市场成分，让城镇劳动力与农民工展开公平竞争；二是加快现代农业建设，改变农业生产的弱质性。传统农业对精壮劳动力的依赖性很强，只有通过引入新的生产要素尤其是农业机械化，才能摆脱这种依赖，并避免农村劳动力持续转移对农业生产和务农收入的冲击，促使农民工工资和务农收入良性互动。此外政府也要加强对农资市场的监管，避免农资价格过快上涨削弱务农收入。
收稿日期：2008-04-23
注释：
① 双二元结构是指在城乡二元结构的基础上嵌入城市内部或农村内部的小二元结构。比如蒋永穆、戴中亮（2005）发现，在农村，由于乡镇企业的发展，已经出现现代工业和传统农业的分野。而在城市内部，也存在以公有制垄断部门为代表的现代部门和以个私经济、灰色部门为代表的传统部门的分野，并进一步导致城市就业的分野。本文所关注的双二元结构主要指城乡二元结构和城市内部二元结构的叠加。
② 考虑到我国农村转移劳动力多以务工形式谋求职业，而从事自雇佣经营的较少，我们认为，上述这种替代不会产生太大的误差。2007年的农民收入可从国家统计局《2007年国民经济和社会发展统计公报》获取。假设2007年农民收入结构延续2006年的特征，则能大致估算出2007年的农村人均工资性收入和农业收入。由于农民收入结构变动相对缓慢，在一年时间内变化不会很大，因此这样的处理方法是可以接受的。