農民工市民化對城市經濟穩(wěn)態(tài)增長影響的實證分析

包秀娟

0 引言

十八屆三中全會提出推進農業(yè)轉移人口市民化，把符合條件的農業(yè)轉移人口轉變?yōu)槌擎?zhèn)人口，這標志著農民工市民化將是新型城鎮(zhèn)化建設過程中的重要議題。所謂農民工市民化是指農民工在進城從事非農產業(yè)，進而實現(xiàn)職業(yè)身份轉變基礎上，得到城鎮(zhèn)居民的社會身份和權利，平等地享受與城鎮(zhèn)發(fā)展水平相適應的公共服務，且其權益得以維護并融入城市生活的過程。

農業(yè)人口轉變?yōu)槌擎?zhèn)人口是經濟發(fā)展的必然規(guī)律，在經濟下行壓力背景下，如何擴大農民工市民化對城市經濟增長的正效應，弱化農民工市民化帶來的城市要素承載壓力對經濟增長的負效應，是必須要解決的現(xiàn)實問題。為此，本文以索洛增長理論為框架構建一個包含農民工市民化、城市要素承載壓力的城市經濟增長模型，探索農民工市民化促進和制約城市經濟增長的機制，并利用VAR模型加以定量分析，以期為推動農民工市民化過程中如何保持城市經濟穩(wěn)態(tài)增長提供政策建議。

1 理論模型

1.1 城市總產出生產函數(shù)

農民工市民化為城市經濟增長提供勞動力資源，與城鎮(zhèn)戶籍勞動力共同參與到城市生產過程中。由于農民工目前就業(yè)領域不斷拓寬，突破了過去集中在建筑業(yè)的現(xiàn)象，在城市中批發(fā)零售、交通運輸、住宿餐飲和居民服務與修理等二三產業(yè)都有農民工的身影。為了降低模型分析的復雜性，假設農民工與城鎮(zhèn)勞動力資源以交叉的形式進入模型中。除了勞動力資源參與到城市生產之外，城市生產要素包括自然資源、資本、基礎設施等。由此在t期的生產函數(shù)形式為：

模型中包含五個變量：城市產出（Yt），資本（Kt），勞動力（L10L2t，其中L10表示城市勞動力資源，L2t表示農民工）和城市公共基礎設施（Et），自然資源（Xt）。

1.2 要素積累過程

城市經濟增長依賴于資本、勞動力、公共基礎設施、自然資源等要素的積累。

1.2.1 資本和城市公共基礎設施積累過程

城市產出被用于消費和資本、城市公共基礎設施投資，產出中用于資本和城市公共基礎設施投資的比例分別為s和b，是外生的保持不變。則用于資本投資的一單位產出會產生一單位新資本，用于城市公共基礎設施投資的一單位產出會產生一單位新城市公共基礎設施。除此之外資本和城市公共基礎設施折舊率為δ。這樣，資本和城市公共基礎設施的積累過程可以表示為：

1.2.2 自然資源積累過程

資本和城市公共基礎設施的變動由城市產出決定，每年在城市產出中提取一定比例可以使資本和城市公共基礎設施存量增加，至少保持不變。由于自然資源中用于城市生產的礦產資源具有不可再生性，其存量會隨著使用逐漸減少。而水資源和土地資源雖然可以再生，但是也不是取之不盡，用之不竭的，如果不注意保護，也有可能變成不可再生資源。假設自然資源中用于城市生產的比例固定不變，所以用于生產過程的自然資源為：

其中，Xt為用于城市生產的自然資源數(shù)量，Rt為現(xiàn)有自然資源剩余存量，sX為自然資源用于生產的比例。因此自然資源變動過程為：

1.2.3 勞動力積累過程函數(shù)

城市生產所需勞動力積累依賴于城鎮(zhèn)勞動力資源和已經實現(xiàn)市民化的農民工，為了簡化模型，假設城鎮(zhèn)勞動力資源固定不變?yōu)檫@樣城市生產中勞動力資源主要來源于實現(xiàn)市民化的農民工的變化速度m。農民工的積累過程為：

1.3 城市人均產出生產函數(shù)

1.4 城市經濟增長的穩(wěn)態(tài)分析

由（7）式可以知道，城市經濟增長依賴于人均資本、人均城市公共基礎設施和人均自然資源存量，以及城市公共基礎設施和自然資源承載壓力。這里只有資本和城市公共基礎設施可以通過城市產出進行積累，存在穩(wěn)態(tài)增長的動態(tài)過程。而自然資源是不斷耗竭的，其變動呈現(xiàn)出負增長態(tài)勢。由此對式（2）和式（3）兩邊同時除以L10L2t得：

（8）式和（9）式兩邊分別減去 kt和et，得到：

（10）式和（11）式表明人均資本和人均城市公共基礎設施的變動是由兩部分構成，其中syt和byt是人均資本和人均城市公共基礎設施在t期的實際投入，(δ+m)kt和(δ+m)et是人均資本和城市公共基礎設施持平投資，即在t期使資本和城市公共基礎設施保持現(xiàn)有存量而必需的投入量，以補充資本和城市公共基礎設施的折舊和農民工市民化對資本和城市公共基礎設施的稀釋。如果（10）式和（11）式右邊大于零，則資本和城市公共基礎設施存量會上升，否則會下降，因此人均資本和人均城市公共設施存在穩(wěn)態(tài)。

令kt+1-kt=0和et+1-et=0，則在穩(wěn)態(tài)水平上人均資本和人均城市公共基礎設施為：將（12）式和（13）式帶入（7）式中，穩(wěn)態(tài)水平上城市人均產出為：

1.5 農民工市民化對城市人均產出穩(wěn)態(tài)增長的雙重影響

為了能夠進一步分析農民工市民化和城市公共設施承載壓力、自然資源承載壓力對城市經濟穩(wěn)態(tài)增長路徑的影響，對（14）式兩邊取對數(shù)后對時間求導數(shù)可以得到各變量增速之間的關系式為：

由式（15）可以得出，在城市人均產出穩(wěn)態(tài)增長路徑上，農民工市民化對城市人均產出的影響途徑為：（1）農民工市民化為城市經濟增長提供勞動力要素，能促進城市經濟增（2）如果市民化速度m大于城市公共基礎設施的增長速度ge，則農民工市民化會阻礙城市經濟增長。即市民化加大城市公共基礎設施承載壓力對城市經濟的拖拽，即城市公共基礎設施承載壓力每加大1%，則城市經濟增長下大于農民工市民化速度m，則會促進城市經濟增長；（3）城市自然資源呈下降趨勢，所以城市自然資源的增長速度為負，即gr是小于零的，市民化速度m大于零時，城市自然資源承載壓力每增大1%，城市經濟穩(wěn)態(tài)增長下降

2 實證檢驗

為了進一步分析前文中農民工市民化、城市公共基礎設施承載壓力和自然資源承載壓力對城市經濟增長的影響，下面選取1985—2014年相關數(shù)據(jù)構建VAR模型加以檢驗。

2.1 變量的選擇

（1）城市經濟：能夠反映城市經濟發(fā)展狀況的指標為城市GDP，可以通過GDP減去第一產業(yè)總產值的方法加以表征，雖然城市中也有部分第一產業(yè)，但是對城市經濟狀況的估計影響不大。

（2）農民工市民化數(shù)量：學界對農民工數(shù)量的研究非常稀少，國家統(tǒng)計局也僅僅從2009年開始對農民工數(shù)量進行監(jiān)測。根據(jù)農民工含義可以知道，農民工具有雙重身份，即同時是農村戶籍人口，并且在城市工作和生活半年以上，被納入到城鎮(zhèn)人口統(tǒng)計范疇。因此可用城鎮(zhèn)人口減去城鎮(zhèn)戶籍人口計算得到，則可粗略估計我國農民工各年數(shù)量。

（3）城市公共基礎設施承載壓力：城市公共基礎設施包括道路、機場、醫(yī)療機構等，隨著城鎮(zhèn)人口數(shù)量的不斷增加，這些城市公共基礎設施所承載的人口數(shù)量不斷加大，諸如城市交通擁堵、人口密度增大、空氣質量惡化等一系列“城市病”隨之產生。由于受到數(shù)據(jù)搜集的限制，對城市公共基礎設施承載壓力可用城市人口密度表示，即每平方公里范圍內人口數(shù)量。

（4）自然資源承載壓力：參與到城市生產的自然資源主要包括水、礦產等資源，這些資源屬于不可再生，隨著用于生產的數(shù)量不斷增多，其剩余存量不斷減少。城市人口的增加不斷加大對這些自然資源的需求量，加大其承載壓力。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性原則，采用城市能源供給量來測度自然資源承載壓力，具體方法是用城鎮(zhèn)人口數(shù)除以城市能源供給量。

以上變量數(shù)據(jù)來自于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，為了便于分析變量間長期關系，對各變量均采取增長率的形式變換。

2.2 向量自回歸模型構建

向量自回歸模型（VAR）是非結構化模型，是把系統(tǒng)中每個內生變量表示為所有內生變量滯后變量的函數(shù)的模型?？梢杂脕矸治龀鞘泄不A設施承載壓力變動和城市自然資源承載壓力變動對城市經濟增長的長期動態(tài)影響。建立關于城市經濟增長與農民工市民化變動、城市公共基礎設施承載壓力變動及能源承載壓力變動的VAR模型如下：

2.3 變量檢驗

由于變量自回歸模型的建立不依賴于經濟理論，需要用脈沖反映函數(shù)對變量自回歸模型進行更為深入地解釋。脈沖反映函數(shù)以及格蘭杰因果檢驗均以數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性為條件，故本文采用ADF方法對變量gy、gm、ge和gr進行單位根檢驗。另外為了確定gy、gm、ge和gr間長期動態(tài)關系，需采用Johansen協(xié)整關系檢驗來加以驗證。

2.3.1 變量平穩(wěn)性檢驗

本文采用ADF單位根檢驗法對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進行檢驗，依據(jù)AIC準則確定各變量平穩(wěn)性檢驗的滯后階數(shù)，對gy、gm、ge和gr檢驗結果如表1所示：在1%、5%和10%的顯著水平下，gy的ADF值大于臨界值，說明存在單位根，為非平穩(wěn)序列。為此對gy進行一階差分后再次檢驗，ADF值小于各顯著水平下的臨界值，單位根已消除，為平穩(wěn)序列。gm、ge和gr在1%、5%和10%的顯著水平下，ADF值都小于臨界值，為平穩(wěn)序列。

為了能夠更好地分析gy、gm、ge和gr之間長期穩(wěn)定關系而進行的協(xié)整檢驗，要求各變量為同階單整，為此對gm、ge和gr的一階差分進行ADF檢驗，如表1中檢驗結果顯示，在1%、5%和10%的顯著水平下，Δgm、Δge和Δgr為平穩(wěn)序列，這樣可以進行格蘭杰因果檢驗和VAR模型的動態(tài)分析。

表1 時間序列數(shù)據(jù)單位根檢驗結果

2.3.2 協(xié)整檢驗

在對各個變量進行平穩(wěn)性檢驗的基礎上，進一步采用Johansen協(xié)整檢驗對 Δgy、Δgm、Δge和 Δgr的協(xié)整關系進行分析。以便考察城市經濟增長、農民工轉移變動、城市公共基礎設施承載壓力變動和能源承載壓力變動之間是否存在長期穩(wěn)定關系。根據(jù)AIC準則確定協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)為3，協(xié)整結果如表2所示。

表2 變量間的協(xié)整檢驗結果

從表2中可以知道，在“存在零個協(xié)整關系”的假設下，顯著性水平為5%的臨界值為63.87610，Trace統(tǒng)計量值為85.96384，大于臨界值，拒絕“存在零個協(xié)整關系”的假設，說明各序列間存在協(xié)整關系。在“最多存在一個協(xié)整關系”的假設下，顯著性水平5%的臨界值為42.91525，小于Trace統(tǒng)計量值54.15879，不能拒絕原假設。在“最多存在兩個協(xié)整關系”的假設下，顯著性水平5%的臨界值為25.87211，小于Trace統(tǒng)計量值28.57262，不能拒絕原假設。在“最多存在三個協(xié)整關系”的假設下，顯著性水平5%的臨界值為12.51798，大于Trace統(tǒng)計量值11.37703，說明存在三個協(xié)整關系。即城市經濟增長與農民工市民化變動、城市公共設施承載壓力變動及能源承載壓力變動存在長期均衡關系。

2.4 VAR模型回歸結果與分析

2.4.1 模型回歸結果

在單位根檢驗和協(xié)整檢驗的基礎上，對Δgy、Δgm、Δge和Δgr建立VAR模型。根據(jù)AIC準則確定模型滯后階數(shù)為4，模型回歸結果如表3所示。

表3 VAR模型回歸結果

2.4.2 模型回歸平穩(wěn)性檢驗

VAR模型不以經濟理論為基礎，對其進行脈沖反映分析需要對VAR模型回歸平穩(wěn)性進行檢驗。本文根據(jù)AR檢驗法對其檢驗后發(fā)現(xiàn)，如圖1所示，各個特征值根均落在單位圓內，說明模型穩(wěn)定。

圖1 AR根檢驗特征根分布圖

2.4.3 脈沖響應分析

由于變量自回歸模型的建立不依賴于經濟理論，需要用脈沖反映函數(shù)對變量自回歸模型進行更為深入地解釋。即如果ε1t發(fā)生外界擾動，會使變量Δgy的當前值發(fā)生變化，并且通過模型會使Δgm、Δge和Δ2gr的下一期取值發(fā)生變化。由于變量的滯后反映，Δgm、Δge和Δgr的變化又引起Δgy未來值也發(fā)生變化。這種外界最初的擾動在模型中的擴散會隨著時間的推移引起其他變量的變化更大，最終反饋到自身。為了更好地解釋Δgy、Δgm、Δge和Δgr間動態(tài)關系、每個變量變化對整個模型的影響，本文采用脈沖響應函數(shù)分析結果如圖2所示。

圖2 脈沖響應函數(shù)圖

由圖2（1）可知，城市經濟增長對自身一個標準差沖擊在前2.5年響應為正，并且在第一期達到最大值，約為0.7，之后逐年下降。在2.5～7年時間內，城市經濟增長對自身一個標準差沖擊為負，最低值達到-0.25，在此后的時間內上升并趨于0。由此可以知道城市經濟增長對自身一個標準差的響應，在前期較為明顯，隨時間的不斷推移，響應程度不斷減弱。由圖2（2）可知城市公共基礎設施承載壓力對自身一個標準差沖擊響應，在第1年響應最大，達到0.6，之后下降到最低水平0.4。在1.5～4.5年時間內不斷上升，此后便開始下降。能夠說明隨著時間的不斷推移，城市公共基礎設施承載壓力會一直受到自身沖擊波動。由圖2（3）可以知道，能源承載壓力變動在第1年、2～3年、4～6年和7～8年響應為正，并且在第1期達到最大值，為0.38，其余時期響應為負。由圖2（4）可以知道農民工市民化變動受到自身一個標準差的沖擊波動幅度與其他三個變量相比較小，除了在1.5年前震動較大外，其余時期在0的小范圍內波動。

由圖2（5）可知，城市經濟增長對來自城市公共基礎設施承載壓力的擾動，在第1期就表現(xiàn)為正。在本期給城市公共基礎設施承載壓力一個標準差的沖擊后，對城市經濟增長產生正向響應。此后在1.5～2.5年內產生負響應，2.5～5年產生正響應，并達到最大值0.5，隨后就表現(xiàn)為負響應并相對穩(wěn)定。說明城市公共基礎設施承載壓力在一段較長時期內與城市經濟增長呈現(xiàn)反向變動，城市公共基礎設施承載壓力加大會降低城市經濟增長速度。由圖2（6）可知城市經濟增長對來自能源承載壓力變動的擾動，在一開始就表現(xiàn)為負。除了在第3～4年和第5～7年，能源承載壓力受到一個標準差沖擊后，產生正響應外，其他各期均表現(xiàn)為負響應。說明在較長時期內能源承載壓力與城市經濟增長呈反向變動，能源承載壓力越大，對城市經濟增長的抑制越大。由圖2（7）可知，農民工向城市流動對城市經濟增長的擾動在第1年表現(xiàn)為負響應，在2年內逐漸呈現(xiàn)正響應，此后對城市經濟增長的響應呈現(xiàn)正負交替進行。說明農民工市民化對城市經濟增長的貢獻，不能完全具有正效應，也不能完全具有負效應。

一方面農民工為城市提供勞動力資源促進城市經濟增長；另一方面作為外在因素，對城市公共基礎設施和能源承載壓力產生沖擊，對城市經濟增長產生負效應。比較，圖2（5）和圖2（6）發(fā)現(xiàn)，當農民工大量流入城市，給城市公共基礎設施和能源帶來承載壓力時，城市公共基礎設施承載壓力變動和能源承載壓力變動對城市經濟增長具有負響應；相反當農民工流入城市對城市公共基礎設施承載壓力和能源承載壓力沖擊小時，城市公共基礎設施承載壓力變動和能源承載壓力變動對城市經濟增長具有正響應。這也充分證明了本文理論部分的結論：農民工市民化一方面促進城市經濟增長，另一方面通過給城市公共基礎設施和能源帶來承載壓力抑制城市經濟增長。

3 結論

農民工市民化是新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的內在要求，隨著城鎮(zhèn)化不斷發(fā)展大量農業(yè)轉移人口轉化為城市居民成為必然。在索洛模型框架內加入農民工市民化和城市公共基礎設施及自然資源承載壓力因素，可以發(fā)現(xiàn)農民工市民化一方面為城市經濟增長提供大量的勞動力資源，促進城市經濟增長；另一方面農民工市民化使得城市人口規(guī)模不斷擴大，加劇了城市公共基礎設施和自然資源承載壓力，隨著這些城市要素承載壓力的不斷加大，會制約城市經濟增長。通過構建城市經濟增長、農民工市民化、城市公共基礎設施承載壓力和自然資源承載壓力的VAR模型，發(fā)現(xiàn)各個變量間存在長期的均衡關系，同時也驗證了理論分析所得出的基本結論。

推進農民工市民化是經濟發(fā)展的基本規(guī)律，也是我國經濟增長的基本動力。增強農民工市民化對城市經濟增長的正效應，弱化其負效應，唯一有效的途徑是提高城市公共基礎設施和自然資源承載力。

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