农民进城的就业壁垒对农民收入增长和城乡收入差距的影响，本文主要内容关键词为：壁垒论文,农民收入论文,城乡论文,收入差距论文,农民论文，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。
改革开放20多年来，我国农业得到了持续发展。但近些年农民的收入处于徘徊状态，城乡收入差距也不见明显缩小。对此，学术界和政府官员进行了大量探讨，有人将农民收入增长缓慢和城乡收入差距居高不下的原因归结于以户籍制度为中心的农民进城的就业壁垒，他们因此将农村剩余劳动力就业的增加，农民收入增长以及城乡收入差距缩小的希望寄托于户籍制度的改革和城市的开放上。尽管农民进城就业面临着重重障碍，还是有越来越多的农民在城市中就业，因此，农民进城的就业壁垒在多大程度上对农民收入增长和城乡收入差距产生了影响，需要进行实证分析。本文利用1978－1997年的时间序列数据对此进行探讨。
一、农民进城的就业壁垒及其对农民收入增长和城乡收入差距的影响
（一）农民进城的就业壁垒
著名的二元经济模型［1］［2］［3］在20世纪80 年代曾被广泛用来分析我国经济结构，很多学者利用这一模型对我国经济进行分析之后，将大量农村剩余劳动力的就业寄希望于工业部门的发展和二元经济结构向一元经济结构的转变。他们将中国经济描述成相对发达的城市和工业与相对落后的农村和农业并存的二元经济结构。与城市工业部门相比，在农业部门和农村存在大量的剩余劳动力，其边际收益较低，甚至为0。为了提高农业和农村劳动力的边际收益，使城乡收入趋于均衡，必须使农业和农村剩余劳动力向工业和城市部门转移，促进农业和工业、农村和城市协调发展以及二元经济结构向单一的一元经济结构转换。
但是这一发展模式在我国没有被采纳，在相当长时期内，农村劳动力进城就业受到限制。决策者的出发点是：随着经济的发展，农业剩余劳动力会不断增加，但与城市的人口吸纳能力相比，农业剩余劳动力的规模过大，如果放任他们流入城市，会对城市就业和基础设施造成巨大压力，从而会威胁到社会治安［4］。因此， 有必要限制农村劳动力进入城市就业。作为替代措施，政府鼓励农业剩余劳动力离土不离乡，通过发展乡镇企业和小城镇来吸收他们。迄今为止，这一直是我国的主要农村政策，尽管有学者最近对其提出了疑问［5］［6］。
为了有效遏制农村劳动力流入城市，政府采取了许多措施，包括对农民在城市就业进行行业限制，有些行业不允许农民加入；严格控制对农民发放营业执照和对农民进行定期性清理等。其结果是，进城农民大多从事一些脏、累和危险的工作。尽管一些城市最近出现了松动户口的趋向，但对进城农民在就业方面的限制依然存在。
（二）农民进城的就业壁垒对农民收入增长及城乡收入差距的影响
对农民进城就业进行限制会阻碍城市竞争性劳动市场的形成，一方面减少农民的就业机会，降低其工资；另一方面，减少有城市户口的劳动力的竞争对手，使其获得较高的工资，从而扩大城乡收入差距。
图1描绘了农民进城的就业限制对就业、 农民收入增长及城乡收入差距的影响。纵轴表示边际收益，横轴表示劳动力，从左向右是工业部门，从右向左是农业部门。两部门最初在E[,1]到达均衡， 均衡工资为OW[,1]，在工业部门和农业部门就业的劳动力分别为OL[,1]和O[1]L[,1]。如果没有城乡隔离，随着工业部门的发展，即边际收益曲线由MR[,1]移向MR[,2]，两部门将在E[,2]到达均衡，均衡工资为OW[,2]，并有L[,1]L[,2]的劳动力由农业部门转移到工业部门。但由于对农民进城就业进行了限制，在工业部门和农业部门就业的劳动力仍维持在原来的水平，即分别为OL[,1]和O[1]L[,1]，工业部门的工资上升到OW[,3]， 而农业部门的工资仍维持在原来的OW[,1]。
图1 农民进城的就业壁垒对就业、 农民收入和城乡收入差距的影响
当然，以上分析较为简化，只是针对农民进城的就业限制对就业、农民收入增长及城乡收入差距的影响的大致说明。例如，如前所述，尽管对农民进程就业进行了限制，但仍然有不少农民进城谋生，因此其收入会有所提高。
二、农民收入增长和城乡收入差距的决定机制
农民家庭纯收入主要由劳动力在农业和非农业部门的就业决定，非农业部门又可分为农村非农业部门和城市部门。农民通过在这三个部门合理分配劳动力和劳动时间，使其劳动的边际收益相等来实现纯收入的最大化。但农民进城的就业壁垒会妨碍农村劳动力及其劳动时间在这些部门的合理分配，使农民收入的增加受阻，扩大城乡间收入差距。
第一，在非农业部门的就业状况一定的情况下，农民在农业部门的劳动投入取决于农产品与农村工业品的相对价格，即农工交易条件。农产品与农村工业品的相对价格越高，农民对农业的包括劳动在内的各项投入会越多，农业收入会越高，城乡收入差距会越小。
第二，在农产品与农村工业品的相对价格和农民进城的就业限制一定的情况下，非农业部门经济越景气，对劳动力的需求就越多，在城市就业的农村劳动力也会越多。在此，可用全社会固定资产投资总额作为非农业部门经济景气的代理变量。因此，在农产品与农村工业品的相对价格和农民进城的就业限制一定的情况下，全社会固定资产投资越多，在非农业部门就业的农村劳动力就越多，农民家庭纯收入会越高。但另一方面，全社会固定资产投资越多，在非农业部门就业的城市劳动力也越多，城市家庭纯收入也会增加。而且，由于对农民进城进行了限制，与进城农民相比，城市劳动力在求职和进行工资谈判时处于有利的地位，因此，城乡间收入差距有可能扩大。
第三，在农产品与农村工业品的相对价格和非农业部门的就业状况一定的情况下，对农民进城就业的限制越强，则农民家庭纯收入越低，城乡间收入差距越大。
第四，以上分析假定农民和城市居民在工资外享受同样的福利。但自改革开放以来，城市居民在物价、医疗等方面得到了补贴，而农民却没有这方面的待遇。因此，在农产品与农村工业品的相对价格、非农业部门的就业状况和对农民进城就业的限制一定的情况下，城市居民得到的补贴越多，则城乡收入差距越大。这里用物价补贴作为居民得到的各种补贴的代理变量。
三、实证分析
（一）农民收入和城乡收入差距决定函数的定式化
根据上面的分析，农民收入的决定函数可定式化为模型（1）。
ln（INCOME）＝α0＋α1AIP＋α2ln（FIXC）
（＋）
（＋）
α3ln（UNEMP）＋v（1）
（－）
其中，INCOME是农民家庭年人均纯收入，AIP 是农产品与农村工业品的相对价格，FIXC是全社会固定资产投资总额，UNEMP 是城市失业人数，α0是常数项，α1，α2，α3是待估的回归系数，v是误差项，假定服从N（0，δ[2]）分布。 模型下面括号中的符号是根据理论分析解释变量在收入决定函数中应取的符号。
同样，城乡收入差距的决定函数可定式化为模型（2）。
ln（DINCOME）＝β0＋β1AIP＋β2ln（FIXC）
（－） （＋）
＋β3ln（UNEMP）＋β4ln（SUBS）＋u
（2）
（＋）（＋）
其中，DINCOME是城乡年人均纯收入的差，SUBS 是城市居民人均物价补贴，β0是常数项，β1，β2，β3，β4是待估的回归系数，μ是误差项，假定服从N（0，δ[2]）分布。 模型下面括号中的符号是根据理论分析解释变量在城乡收入差距决定函数中应取的符号。
（二）数据及计量结果
实证分析所使用的数据是1978－1997年全国的时间序列数据，数据的出处详见附录。表1中的回归式（1）是农民家庭年人均纯收入决定函数（1）的测算结果。所有的解释变量的系数都得到了期望的符号， 并且至少在20％的统计水平显著。Adj.R[2]较大，为0.961，但D－W 值仅为0.879，处于不能判断残差是否系列相关的区间。
表1 农民收入和城乡收入差距的决定函数的推算结果
回归式(1)回归式(2)回归式(3)
被说明变数=ln(INCOME)被说明变数=ln(INCOME)被说明变数=ln(DINCOME)
系数T值显著水平 系数t值 显著水平系数t值显著水平
Constant2.550
3.070.0022.843
6.10 0.000 2.202
2.63 0.009
AIP 0.005
3.000.003-0.002 -1.08 0.281
AIP(-1)
0.061
5.68 0.000
ln(FIXC)0.444
5.820.0000.400
9.13 0.000 0.316
4.13 0.000
ln(UNEMP) -0.162 -1.370.171
-0.163 -2.33 0.020 0.247
2.40 0.016
ln(SUBS) 0.067
1.62 0.106
Adj.R[2]0.961
0.978 0.974
D-W值
0.879
1.713 1.722
注：1）推算方法均为AR1（ML）
为了确认回归式（1）的残差是否存在系列相关， 笔者用一期滞后的农产品与农村工业品的相对价格（AIP（－1））替代农产品与农村工业品的相对价格（AIP）之后，对模型进行了重新推算。 之所以可以这样做，是因为农民在做务农或进城务工的决策时，所依据的也可能是由上一年的农产品与农村工业品的相对价格。推算结果是表1 中的回归式（2）。与回归式（1）相比，回归式（2 ）中的解释变量的回归系数均变化不大，但其显著水平和Adj.R[2]却都有所提高，D－W值更是提高到1.713，可以断定残差不存在系列相关。因此回归式（1）可以接受。
回归式（1 ）验证了前文有关农民家庭年人均纯收入决定原因的理论假说，即在其他因素不变的情况下，农产品与农村工业品的相对价格的提高和非农业部门的增长对农民家庭年人均纯收入有显著贡献，而城市失业人口的增加有可能导致政府对农民进城就业的限制加强，从而降低了农民家庭年人均纯收入。
在回归式（1）中，ln（FIXC）的回归系数为0.444，即在农产品与农村工业品的相对价格和城市失业人口不变的情况下，如全社会固定资产投资总额再提高10％，则农民家庭年人均纯收入将增加4.44％。ln（UNEMP）的回归系数为－0.162，即在农产品与农村工业品的相对价格、全社会固定资产投资总额不变的情况下，如城市失业人口再增加10％，则农民家庭年人均纯收入将下降1.62％。表1中的回归式（3）是城乡收入差距决定函数（2）的推算结果。 所有的解释变量的系数的符号都与期望一致，且除AIP外，至少在11％的统计水平显著。AIP的回归系数也在30％的统计水平显著。D－W值为1.722， 表明回归式不存在系列相关，而且Adj.R[2]达0.974，表明模型的模拟效果极好。回归式（3）验证了文中有关城乡收入差距原因的理论假说，即在其他因素不变的情况下，农产品与农村工业品的相对价格的提高有利于城乡收入差距的缩小；由于对农民进城就业进行了限制，非农业部门的增长和由城市失业人口的增加所导致的对农民进城就业限制的加强却扩大了城乡收入差距；对城市居民的补贴也扩大了城乡收入差距。在回归式（3）中，ln（FIXC）的回归系数为0.316，即在其他因素不变的情况下，如全社会固定资产投资总额再增加10％，则城乡收入差距会扩大3.16％。ln（UNEMP）的回归系数为0.247，即在其他因素不变的情况下，如城市失业人口再增加10％，则城乡收入差距会扩大2.47％。
四、结语
本文的实证分析表明，农产品与农村工业品的相对价格的提高（即农工交易条件的改善）既增加了农民收入，也缩小了城乡收入差距；非农业部门的增长虽然增加了农民收入，但由于对农村劳动力进城就业进行了限制，也扩大了城乡收入差距；农民进城的就业壁垒既降低了农民收入，也扩大了城乡收入差距；对城市居民的补贴扩大了城乡收入差距。因此，为了增加农民收入和缩小城乡收入差距，有必要取消对农民进城就业的限制。现在，一些大城市如石家庄开始放松户籍管制，农民在城市就业和生活比以前要容易一些了。但在求职和申请营业执照等方面，仍存在着对农村劳动力的歧视。我国作为世贸组织的正式成员国，不仅需要按照国际惯例，废除妨碍人口流动的户籍制度，而且有必要在录用劳动力、发放营业执照等方面，给予农村劳动力和城市劳动力一样的市民待遇。
此外，人力资本和经济结构变化等因素对农民收入增长和城乡收入差距也可能具有影响［8］［9］。由于本文没能对这些因素进行考察，因此，本研究的结论仅是初步的。
附录：数据出处
本文所使用的数据的来源如下：
农民家庭年人均纯收入：1978、1980－1981、1983－1986年出自《中国统计年鉴》（以下简称《年鉴》）1987年p.698；1987－1989 年出自《年鉴》1991年p.295；1990－1993年出自《年鉴》1994年p.277；1994－1996年出自《年鉴》1997年p.313；1997年出自《年鉴》1999年p.338；1979和1982年出自《中国农村统计年鉴》1999年p.241。 城市居民年人均纯收入出自蔡昉、杨涛（2000，p.15）。农产品收购价格指数和农村工业品零售价格指数出自《年鉴》2000年p.291。 全社会固定资产投资总额：1980－1997年出自《年鉴》1998年p.186，1978－1979年数据缺乏。由于当时改革尚未开始，全民所有制单位占全社会固定资产投资总额的比重变化不大，这2 个数据按当年的全民所有制单位固定资产投资总额（1980年全社会固定资产投资总额／1980年全民所有制单位固定资产投资总额）方式算出。1978－1979年全民所有制单位固定资产投资总额出自《年鉴》1990年p.157。城市失业人数：1978－1989年出自《年鉴》1990年p.130；1990－1994年出自《年鉴》1995年p.106；1995年出自《中国劳动统计年鉴》1997年p.89；1996－1997年出自《中国劳动统计年鉴》1998年p.93。物价补贴总支出出自《年鉴》1998年p.274。城市人口：1978－1983年出自《年鉴》1990年p.89；1984－1994年出自《年鉴》1995年p.59；1995－1997年出自《年鉴》1998年p.105。
农民家庭年人均纯收入，城市居民年人均纯收入，全社会固定资产投资总额和物价补贴总支出的原始数据均为当年价格值。在实证分析之前，农民家庭年人均纯收入用农村工业品零售价格指数（因为缺乏农村居民消费物价指数数据），城市居民年人均纯收入用城市居民消费价格指数，全社会固定资产投资总额用全社会商品零售价格总指数，物价补贴总支出用城市居民消费价格指数折算成了1978年价格值。全社会商品零售价格总指数和城市居民消费价格指数出自《年鉴》2000年p.290。
农民家庭和城市居民年人均纯收入的单位为元／人，农产品与农村工业品的相对价格以1978年为基期，全社会固定资产投资总额的单位为万元，城市失业人数的单位为万人，城市居民人均物价补贴的单位为元／人。