我国农村劳动力转移对城镇化的影响

聂 馨

南京审计大学经济与贸易学院，江苏南京，210000



我国农村劳动力转移对城镇化的影响

聂 馨

南京审计大学经济与贸易学院，江苏南京，210000

农村劳动力转移是一个动态演变的过程。农村劳动力转移不仅通过影响经济发展水平、教育水平和城市基础设施配置而影响城镇化进程，而且通过农村转移人口直接影响城镇化的发展速度。运用1995-2014年全国城镇化和劳动力转移数据，建立多元回归方程和格兰杰因果检验，验证农村劳动力转移对城镇化的影响。结果表明：农村劳动力转移会显著促进城镇化的发展，但城镇化反作用于农村劳动力转移的效应不明显。加快消除农村劳动力歧视性政策和非平等化待遇，使进城务工人员都能享受到无差别的基本公共服务均等化待遇，是保证城镇化又好又快发展的关键内容。

农村劳动力转移；城镇化；动态演变

1 提出问题和相关研究

改革开放以来，我国城镇化进程不断加快。1978年到2015年，我国城市数量从193个增加到656个，其中，地级及以上城市由1978年111个增加到292个；城镇化率从17.92%提高到56.1%，提高了38.18个百分点，年平均增长率超过1%。城镇化的快速发展，吸纳了大量的农村劳动力转移就业。根据《2015年国民经济和社会发展统计公报》，2015年全国人户分离人口规模达到2.94亿人，其中，外出农民工16884万人。持续大规模的农村劳动力转移，一方面优化了劳动力资源的合理配置，提高了劳动生产率，促进了经济发展；另一方面，庞大的劳动力转移给流入地就业、社保、教育、医疗等公共资源和社会治安等方面都带来了挑战。城镇化的实质是人口经济活动的转移。城镇化发展影响劳动力转移，劳动力转移也会影响城镇化发展。

目前，已有文献涉及劳动力转移和城镇化研究。有的将城镇化作为背景来研究劳动力转移[1-3]；有的研究转移人口市民化对城镇化速度和质量的影响，如蔡日方认为要以农民工市民化推进城镇化[4]。孙久文和周玉龙研究城乡差距对城镇化的影响时，认为阻碍劳动力转移不利于城镇化发展[5]。陈柳钦认为城镇化滞后于工业化，制约了农村劳动力转移[6]。还有的研究劳动力转移和城镇化互相作用，比如齐刚认为通过发展小城镇来实现农村劳动力转移存在很多的问题[7]。刘纯彬通过实地调查定性分析了农村劳动力转移和城市化进程的因果关系，并就二者协调发展提出了建议[8]。张红宇根据农村劳动力转移数据，认为当前中国的城镇化与劳动力转移是不同质的，劳动力转移的阻力造成城镇化发展的滞后[9]。纵观已有文献，大部分的研究认为农村劳动力的转移与城镇化进程存在一个单向关系，即把农村劳动力转移看作城镇化进程加快之后才开始存在的单向转移，而对于两者之间的相互协调关系的研究比较少见，且缺乏实证检验。基于此，本文在探讨二者相互影响机制的基础上，实证分析劳动力转移与新型城镇化的相互关系，并提出一些建议。

2 理论分析

2.1 农村劳动力转移是一个动态演变的过程

城镇化是一个逐步打破城乡二元结构、实现城乡一体化的过程。城乡一体化最核心的部分是实现农村居民和城镇居民的一体化，即城镇化的主体是农民。自户籍制度松动以来，农村剩余劳动力开始了大规模地由农村到城镇，由第一产业到第二、三产业的转移，促成这种转移的原动力是为了改善生活条件，因此农村劳动力为了实现效益最大化而在地区间频繁转移。这种农村劳动力在地区间呈现频繁转移的特征决定了一个城市或地区的城镇化推进需要考虑自身的内在吸引力和凝聚力，尤其需要考虑劳动力的动态转移对流入地和流出地人口结构以及对城镇化进程的内在冲击。《中国流动人口发展报告(2015)》指出，我国流动人口居留稳定性不断增强，2014年流动人口在现居住地居住平均时间超过3年以上的占55%，半数以上流动人口有今后在现居住地长期居留的意愿。同时流动人口子女在现居住地出生的比例不断上升，2013年流动人口子女在现居住地出生的比例达到58%，农村劳动力转移在不断地改变着流入地区的人口结构。由此可见，在城镇化过程中，不仅要考虑外来劳动力(主要是农村劳动力)的已有存量，还须关注已有外来劳动力的增量及其动态变化的影响。

2.2 城镇化内生于农村劳动力转移的动态过程

农村劳动力转移涉及人口学、社会学和经济学等诸多学科，因此，农村劳动力转移既直接影响城镇化的发展，又通过影响流入地区的产业结构、城市资源配置乃至经济发展等间接影响城镇化水平。

第一，农村劳动力转移促进了流入地区经济的发展,这是城镇化发展的基石。劳动力自由流动尤其是农村剩余劳动力的转移，有利于实现资源的优化配置，提高社会生产率，这是实现经济增长的基础和前提。自放松人口流动政策以来，劳动力的流动一直是我国经济发展的重要动力，伴随着技术进步，部门劳动生产率得到提高,劳动力的自由流动实现了技术和人力的良性配对,从而促进了经济发展。城镇化的过程始终伴随着经济发展的过程，经济长期稳定的增长是实现城镇化发展的基石。

第二，农村劳动力转移促进了产业结构调整，这是城镇化发展的动力。产业结构的非农化转换与发展是决定城镇化的关键因素，农村劳动力转移到城镇，直接推动了城镇产业结构由第一产业为主向第二、三产业为主的转变，一方面非农产业的发展会提高城镇的就业能力，从而提高城镇人口比例，推动城镇化进程；另一方面产业发展过程中出现的规模效应和集聚效应会扩大城镇化的规模。

第三，劳动力转移加速了城市的基础设施建设，为城镇化发展打下基础。由于城乡收入水平的差异，一方面各地方政府不断加大基础设施投资力度，创造了大量的就业岗位，吸引了大量农村劳动力流入城镇；另一方面大量农村剩余劳动力涌入城市，由于他们不具备一定的文化和技术水平，只能投身到城镇基础设施建设中。这种“推-拉”效应形成了常态化的劳动力往返流动，对城镇化水平造成影响。

第四，劳动力转移直接加速了城镇化的发展。人口流动使得流入地和流出地的城镇化水平都有不同程度的提高[10]。农村劳动力转移进入城市，思维模式和生活习性渐渐趋于城市化，这种“外来劳动力的市民化”是城镇化的核心，是城镇化的本质内容。农村劳动力转移填补了城镇岗位的空缺，有利于发展规模经济和区域协调发展。

3 实证分析

3.1 模型设定

采用多元回归方程进行计量分析,假设如下初始计量模型：

urt=μt+∑Xj+τ

(1)

式中，t表示时期,Xj(j=1,2，…，6)表示各解释变量。由于时间序列数据可能存在一些无法观测的时间趋势因素而干扰回归结果的真实性，所以本文在回归方程中加入时间趋势变量τ。μt为残差项，表示除了解释变量以外其他可能影响被解释变量的因素。此外，本实证检验忽略外部性因素影响。

3.2 指标选取与数据来源

根据理论分析，农村劳动力转移对城镇化的影响既直接又间接。为检验理论分析的有效性，本文选取1995-2014年全国城镇化和农村劳动力转移数据进行实证检验，所有变量的原始数据来源于《中国统计年鉴2015》。

城镇化水平衡量方法有单一指标法与综合指标法之分，通常分析城镇化与某一因素的影响关系选用单一指标法，考虑到数据的可获得性和口径问题，本文用城镇人口与年末总人口之比衡量城镇化水平。农村劳动力转移规模指标的估算沿用何建新[11]的方法，用二、三产业劳动力总量与城市实际从业劳动力数量间的差额表示。除上述三个变量外，还包括人均实际国内生产总值、第二产业占GDP比重和一般政府财政支出三个变量。其中，为消除物价的影响，对人均实际GDP以2010年为基期进行了价格指数调整。另外，为避免时间序列数据中可能存在的异方差现象，对农村劳动力转移、人均实际GDP和地方政府财政支出进行了对数变换。表1列出各变量的描述性统计值，所有变量的均值都远大于标准差，表明变量数据波动性较小，数据平稳。

表1 变量的描述性统计

3.3 回归结果与分析

3.3.1 序列平稳性检验

实际经济运行中绝大部分时间序列都是非平稳时间序列，若不经过平稳性检验，易发生“伪回归”问题，从而使回归结果失去统计分析的意义。随着计量经济学的不断发展，出现了包括ADF检验法、PP检验法、KPSS检验法、DFOGLS检验法、ERS检验法、NP检验法以及霍尔工具变量法等。为了提高时间序列单位根检验结果的可信性,本文选用ADF检验、PP检验和DF-GLS三种方法综合判断时间序列是否平稳。经过检验，各变量的原始序列均不平稳，但都能接受序列的二阶差分为平稳过程的假设，在对各序列取二阶差分后，再次进行平稳性检验，表2列出了含趋势项的检验结果。

表2 各变量ADF检验结果

注：*、**、***分别表示10%、5%、1%显著性水平上显著。

从表2可以看出，各个变量至少通过了两种方法的平稳性检验。对于城镇化率、农村劳动力转移规模、第二产业产值占比三个指标，ADF检验、DF-GLS检验、PP检验均能够在1%的显著性水平下拒绝对数差分后的序列有单位根的原假设，人均GDP和一般财政支出三种检验至少在5%显著性水平上都拒绝原假设，这充分说明经过二阶差分后的变量序列为平稳序列。

3.3.2 协整检验

平稳性检验表明，城镇化率和农村劳动力转移规模表现出同阶单整，可以进一步探究是否存在协整关系。表3为Johansen多变量系统极大似然法对多变量的时间序列进行协整检验结果，根据AIC和SC信息准则，确定JJ协整检验的滞后阶数为1。迹统计值为299.2746，远大于5%显著性水平下的临界值，拒绝变量之间不存在长期均衡关系的原假设，即变量之间有且只有一个协整关系，可以进行OLS回归。

表3 Johansen检验结果

注：表中*号表明有且只有一个协整关系。

3.3.3 格兰杰因果检验

时间序列中常会出现没有因果关系的变量之间常常有很好的回归拟合结果的现象，因为回归分析本身不能检验因果关系的存在性，也无法识别因果关系的方向，格兰杰(Clive W. J. Granger)将因果关系的定义为“依赖于使用过去某些时点上所有信息的最佳最小二乘预测的方差”，并以此为基础开拓了Granger 因果关系检验。首先对城镇化率和农村劳动力转移规模进行普通二乘法回归，对回归后的残差序列E进行ADF检验，ADF检验值为-2.1516，小于5%显著性水平下的对应临界值，表明残差序列E为平稳序列。然后通过AIC和SIC信息准则得到城镇化率和农村劳动力转移量的最优滞后项为6阶，最后进行Granger 因果关系检验(表4)。

表4 格兰杰因果检验结果

在5%的显著性水平上，农村劳动力转移是城镇化水平提高的Granger原因，但城镇化水平的提高并不是农村劳动力转移的Granger 原因。从理论上看，城镇化与农村劳动力转移应是两个相辅相成、相互促进的过程，然而格兰杰因果检验却没有认同这一点。城镇化发展不仅是农村人口居住地点向城镇的转移或农村劳动力从事第一产业向第二、第三产业的转移，而且要扩散和传播城市文明、城市意识在内的城市生活方式，最终完成农村转移人口由农民到市民的转变。而当前农村劳动力转移到城镇后依然无法摆脱农民的身份，不能享受与城镇居民相同的公共服务和社会保障，转移的农村劳动力很难在城镇定居下来而成为真正的城镇居民，最终不得不选择返乡。近几年开始在很多省份(比如安徽、湖南)出现的农民工回流现象便是很好的例证。

3.3.3 多元回归结果分析

首先计算各解释变量之间的简单相关系数，发现人均GDP与其他解释变量的相关系数较高，将对数化的人均GDP作一阶差分，变换为人均GDP增长率。再计算简单相关系数，发现解释变量间的各相关系数全部小于0.6，进一步计算变量的方差膨胀因子，均不超过3，可以认为此时模型不存在严重的多重共线性，接着进行下一步的分析。

表5 多元回归分析结果

注：*、**、***分别表示10%、5%、1%显著性水平上显著。

多元普通二乘法回归结果见表5。各模型的拟合系数都超过0.8，F统计量也都在1%显著性水平上拒绝原假设，说明模型的拟合性较好。从回归结果看，农村劳动力转移对城镇化的影响方向显著为正。模型1到模型4解释变量不断增加，农村劳动力转移系数分别为55.54和55.56，并没有发生明显变动，表明农村劳动力转移对城镇化的直接影响显著且稳定。第二产业产值占比提高对城镇化发展有积极的影响。模型2中，在控制其他变量的情况下，第二产业产值占比每提高1个百分点，城镇化率约提高0.46个百分点。一般政府财政支出和人均GDP增长率对城镇化的影响为负，但均不显著。长期以来，我国政府出资的公共基础设施和社会保障体系建设都向城市倾斜，城乡差距也随着经济水平的提高而不断扩大，使得农村转移人口定居城镇越来越不易，不利于城镇化的发展。

4 结 论

本文通过理论和实证分析表明，农村劳动力转移既直接又间接地促进了城镇化的发展。一方面，依靠大量廉价劳动力输入到城镇，经济实现了快速增长，长期的城乡二元结构保证了劳动力大量供给；另一方面，近年来，农村劳动力就业行业逐渐向工业和服务业转移，就业区域结构也逐渐调整与优化，劳动力资源的优化配置和产业结构的优化调整成为实现城镇化发展的保障。

城镇化最终是要消除城乡二元结构，实现城乡一体化协调发展，这就需要解决农民工市民化制度障碍问题，有关部门应不断创造条件逐步取消户籍制度，建立统一的人口登记制度，解决农村转移劳动力市民化的制度壁垒，吸纳更多的农村剩余劳动力，提高他们的收入，促进农民工市民化。推进基本公共服务均等化的制度安排，加快消除农村劳动力歧视性政策和非平等化待遇，使进城务工人员都能享受到无差别的基本公共服务均等化待遇，保证城镇化又好又快发展。

[1]王国刚,刘彦随,刘玉.城镇化进程中农村劳动力转移响应机理与调控:以东部沿海地区为例[J].自然资源学报,2013,28(1):1-9

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[4]蔡日方.以农民工市民化推进城镇化[J].经济研究,2013,48(3):6-8

[5]孙久文,周玉龙.城乡差距、劳动力迁移与城镇化:基于县域面板数据的经验研究[J].经济评论,2015,26(2):29-40

[6]陈柳钦.农村剩余劳动力转移与农村城镇化[J].重庆工商大学学报:社会科学版,2004,21(1):1-8

[7]齐刚.中国现代化实现途径的研究[J].改革与理论,2003,10(8):32-35

[8]刘纯彬.农村劳动力转移与城镇化如何协调发展[J].城市发展研究,2005,12(5):30-36

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(责任编辑：周博)

2016-08-09

聂馨(1992-)，女，江苏兴化人，在读硕士研究生，主要研究方向：劳动力转移。

10.3969/j.issn.1673-2006.2016.11.001

F323.6

A

1673-2006(2016)11-0001-04