戰(zhàn) 鴿

（安徽財經大學 國際經濟貿易學院，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

20世紀90年代中期以來，隨著改革開放的不斷深入，中國經濟顯著增長，居民收入水平不斷提高。國家統(tǒng)計局的數據顯示，2013年，我國貨物進出口總額達到4．16萬億美元；國家統(tǒng)計局發(fā)布的2013年全國農民工監(jiān)測調查報告顯示，2013年全國農民工總量達到26 894萬人，外出農民工人均月收入2 609元。研究出口貿易對農民工收入的影響，探討相應的經濟政策，對了解我國農民工的現實收入情況，促進社會和諧發(fā)展具有重要意義。

理論和現有研究均證實，國際貿易是影響一國收入分配的重要因素。經典的斯托珀—薩繆爾森定理（The Stol per－Sa muelson Theor e m）認為國際貿易會提高該國豐富要素所有者的實際收入，降低稀缺要素所有者的實際收入。王鉑通過中國工業(yè)部門的面板數據實證分析了國際貿易對中國工人工資的影響，他認為實際貿易額與中國工人實際工資有顯著正相關關系?？讟s、王欣分析了農民工收入數量飆升與質量滯后的不對稱性，認為農民工收入質量狀況亟待提高。筆者在梳理了現有的文獻之后，發(fā)現從出口貿易的角度探討對農民工收入影響的研究較少涉及。本文嘗試就中國的出口貿易對農民工收入和農民工數量的影響這個問題進行初步探究。

二、中國出口貿易、農民工收入與農民工數量的相關概述

本文采用整體數據，即將中國作為一個整體，采用全國性的時間序列數據分析出口貿易、農民工收入以及外出務工農民工數量之間的關系。將研究的時間范圍確定在1995—2013年，把1995年作為研究起點的原因如下：1993年11月，黨的十四屆三中全會明確指出，“鼓勵和引導農村剩余勞動力逐步向非農產業(yè)轉移和地區(qū)間有序流動”；國家相關部門隨后相繼出臺了各項鼓勵勞動力流動的政策，也有后續(xù)的“民工潮”作為例證。

根據本文的研究目的，將采用如下數據：各年份的出口總額、農民工的工資收入以及外出務工農民工的數量等。

（一）出口總額（TE）

利用出口總額衡量中國的出口貿易水平。筆者采用國家統(tǒng)計局數據庫中公布的以人民幣計價的1995—2013年中國出口總額的數據。

（二）農民工收入（Y）、外出務工農民工數量（MN）

從國家統(tǒng)計局發(fā)布的《全國農民工監(jiān)測調查報告》（2009—2013年）中，可以整理出2008—2013年全國農民工的人均月收入和外出務工農民工數量等方面相關數據，以全年12個月為標準，將農民工收入換算成年度數據。而1995—2007年農民工收入和外出務工農民工數量的數據，在各數據庫中并沒有完整的數據序列，只是分散于各年度國家統(tǒng)計局的報告中。筆者收集整理了相關數據，并統(tǒng)一為年度數據。

將上述數據及國家統(tǒng)計局公布的居民消費價格指數匯總，如表1所示。

表1 1995—2013年出口貿易及農民工相關數據匯總Table 1 Statistics about export trade and migrant workers in 1995—2003

三、中國出口貿易、農民工收入與農民工數量的實證分析

根據S－S定理，國際貿易會提高該國豐富要素所有者的實際收入，降低稀缺要素所有者的實際收入。本文將驗證中國的出口貿易對農民工工資收入及外出農民工數量的影響是否滿足該理論，利用Evie ws 7統(tǒng)計軟件對計量模型進行分析。

首先，把外出務工農民工人均年收入（Y）用國家統(tǒng)計局公布的居民消費價格指數進行折算，記為Y＿C，再與出口總額（TE）、外出務工農民工數量（MN）一起進行對數變換，記為 LnY＿C、LnTE、LnMN；D（LnY＿C）、D（LnT E）、D（LnM N），分別表示LnY＿C、LnTE、LnMN的一階差分。

對上述各變量進行ADF檢驗，檢驗結果列表如下（見表2）。

表2結果顯示，LnY＿C、LnTE、LnM N在95%的置信水平下都是非平穩(wěn)的，而各變量的一階差分在95%的置信水平下為平穩(wěn)序列，即各對數序列均為一階單整序列?？梢允褂肊G兩步法對變量進行協(xié)整檢驗，即先對對數序列進行OLS回歸，再對回歸方程得到的殘差進行平穩(wěn)性檢驗。如果殘差序列平穩(wěn)，則判斷原序列協(xié)整關系存在。反之，則認為原序列間不存在協(xié)整關系。

表2 ADF單位根檢驗結果Table 2 Result of ADF unit root test

（一）對Ln Y＿C與Ln TE進行協(xié)整檢驗

采用如下模型：

得到如下結果：

對（1）式得到的殘差序列et進行殘差序列平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現其在95%的置信度下是平穩(wěn)的。進而可知，序列LnY＿C和序列LnTE之間存在協(xié)整關系，即我國的出口總額和外出務工農民工收入之間存在長期均衡關系。

（二）對Ln Y＿C與Ln MN進行協(xié)整檢驗

采用如下模型：

得到如下結果：

對（2）式得到的殘差序列e t進行殘差序列平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現在95%的置信度下殘差序列e t不平穩(wěn)。所以，序列LnY＿C與序列LnMN之間不存在協(xié)整關系，即我國的外出務工農民工收入與我國外出務工農民工數量之間不存在長期均衡關系。

（三）對Ln MN與Ln TE進行協(xié)整檢驗

采用如下模型：

得到如下結果：

對（3）式得到的殘差序列e t進行殘差序列平穩(wěn)性檢驗，在95%的置信度下，殘差序列的ADF檢驗值小于恩格爾—格蘭杰5%的臨界值，因此，殘差序列et是平穩(wěn)的，進而可知，序列Ln MN與序列Ln TE之間存在協(xié)整關系，即我國的外出務工農民工數量與出口總額之間存在長期均衡關系。

四、結論與政策建議

根據實證檢驗的結果，可以得出如下結論：出口總額對農民工的收入有正向的影響，出口總額每增加1%，外出務工農民工的收入增加0．564%。出口總額也對外出務工農民工數量產生正向的影響，出口總額每增加1%，農民工的數量增加0．465%。但在農民工收入和外出務工農民工數量之間不能得出這樣的關系。

通過對表1出口總額和農民工收入數據的計算，在1995—2013年間，出口總額平均增長率為15．14%，而農民工收入平均增長率為11．70%，二者相差3．44%。除去2009年金融危機時的特殊情況，近20年間，中國的出口總額一直保持增長的態(tài)勢，與此同時，農民工的工資收入也跟隨著出口貿易額的增長而增長，再加上前述實證所得出的結論，可以認為，S－S定理符合中國國情。但根據二者之間的增速發(fā)現，雖然中國的農民工收入與出口總額的平均增長率同時保持在兩位數，但是中國農民工收入的平均增長率要小于出口總額的平均增長率。為此，筆者提出如下建議。

（一）優(yōu)化出口環(huán)境，合理引導出口貿易的發(fā)展

鼓勵出口企業(yè)加大創(chuàng)新投入，提升出口貿易的質量和效益。調整出口貿易結構，減少對發(fā)達經濟體市場的依賴，開拓新的經濟體外貿市場，推動我國各地區(qū)進出口貿易的平衡發(fā)展。降低出口企業(yè)的負擔，減輕出口企業(yè)的稅負，讓利于農民工。

（二）政府應當努力維護農民工的勞動保障權益，關注民生，提高農民工的收入

在容易發(fā)生欠薪的行業(yè)、領域推行工資保證金制度，建立欠薪應急周轉金制度，找到合理解決欠薪問題的方法。落實農民工與城鎮(zhèn)職工同工同酬的政策。促進農民工就業(yè)創(chuàng)業(yè)，實施農民工職業(yè)技能提升計劃，提升農民工群體整體的勞動素質，努力使更多的農民工能夠接受職業(yè)教育。改善農民工的生存環(huán)境，促進有條件有意愿的農民工及家屬在城鎮(zhèn)有序落戶并平等享受基本公共服務，解決農民工在城市生活的后顧之憂。

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