城市化水平與進城農村勞動力非農就業崗位損失

隨著農業生產率的提高，中國必然有大量的農民面臨轉移，中國人多地少的國情決定了這些過剩的農業人口流向城市，尋求非農就業崗位。正因為如此，不少專家學者把加快城市化發展看成是解決農村剩余勞動力就業的重要途徑。那么弄清目前城市化進程給農村勞動力帶來的就業崗位損失數量就顯得有很有必要。

一、中國城市化發展水平的狀況

根據世界銀行的數據，1978年我國人均GNP相當于1964年的71美元，城市化率應該是12.8％，實際上卻是17.9％，這說明當時我國的城市化水平超過世界水平5個百分點。如果用這個標準來判斷的話，那么從統計年鑒上的數據可以看出，我國1952年以前的城市化水平低于世界平均水平，而從1953年到1978年的城市化率都一直高于世界平均水平。2003年我國人均達到GNI(GNP) 11110美元，大約相當1964年人均GNP498美元的水平，按照上述標準，我國的城市化水平應該在52.7％，可實際上只有40.3％，也就是說，我國城市化水平落后大約12個百分點。

從工業化水平來看，我國的城市化水平與其也存在偏差。世界大多數國家在城市化演進過程中，一般是工業化推動城市化的發展，而且城市化水平高于工業化水平，不僅發達國家如此，發展中國也是如此。我國的情況卻相反，在工業化的產業選擇偏差(重工業偏好發展的戰略)和工業化的地域選擇偏差(農村過度工業化)以及城鄉二元結構長期存在的影響下，工業產值比重片面上升，超過了人均收入水平上升所引起的需求結構轉變的要求，因此始終是工業化表現出超前于城市化的態勢，也就是說我國的城市化水平滯后于工業化水平。

當用非農化水平來測算城市化的偏離程度的時候，本文構建了一個新的城市化偏離系數：Ue=en/Pu-w，Pn為觀察期內非農就業人口的比例，Pu為觀察期內城市人口的比例，w為世界標準，它是用一定國民收入水平下的非農就業比例除以城市化水平。如果Ue大于0，則表示觀察期內城市化進程滯后于非農化進程，如果Ue小于0，則表示觀察期內城市化進程超過了非農化進程，如果Ue等于0，則表示觀察期內城市化進程和非農化進程處于同步狀態。

如上表所示，從非農化水平來看，改革前我國的城市化進程并不落后于世界的標準水平，1978年偏離系數為－0.6，在改革后卻出現了城市化落后非農化、并一度有加快的趨勢，1992年為0.29，1996年偏離化程度達到最大值，為0.46。但隨著近年來城市化進程的加快，這種情況有了一定的改善，2003年的偏離系數降為0.11。綜合分析，從總體上說，我國的城市化發展水平還是落后于經濟發展水平、工業化水平與非農化水平。

二、中國城市化發展水平與農村剩余勞動力就業

盡管改革以來我國的城市化發展水平很快，但相對于經濟發展水平還是略顯滯后，兩者沒有保持同步發展。據估計，在20世紀80年代，城市化水平增長速度與經濟增長速度拉開了距離，明顯慢于各項經濟指標的增長速度，除1992年增長速度略高于當年人均GDP增長速度以及2000年統計口徑的變化以外，其余年份的增長速度在2％～3％之間，與GDP相差5～6個百分點，與人均GDP相差3～4個百分點。這種滯后又通過各種方式影響經濟增長速度和產業結構的調整，從而影響城市就業崗位的創造。

由此可以推斷，如果我國城市化發展水平越是滯后，由此損失的非農就業崗位也就越多；那么，加快城市化發展，能提供的潛在非農就業崗位數也就越多，農村勞動力得到的就業機會也就越多。我國目前的城市化發展狀況究竟會怎樣影響農村剩余勞動力在城市的就業呢?為了估算這一數字，首先必須計算出中國城市化滯后的程度。從理論上說，經濟發展水平和城市化發展水平是相匹配的，高收入水平國家伴隨著高城市化水平，低收入水平國家伴隨較低的城市化水平。在經濟發展水平促進城市化的關系方面。存在著兩種表達方式，一是logistic 曲線關系，二是線性關系。為了了解中國城市化與世界的差異情況，我們首先必須構建一個關于城市化與經濟發展的標準模型，然后把中國的cyqP數值帶人并和中國城市化的實際情況對比即可獲得理論與現實的差異值。

按照Chang and Brada的研究思路來獲取世界上關于經濟發展和城市化率的標準模型。由于數據獲取的問題，我們使用2000年到2003年世界上人口超過1000萬的國家的人均GNP(2003年PPP美元值)和城市化率的數值。logistic曲線只能適用時間序列的數據，所以本文沒有使用它來模擬經濟發展與城市化的關系，只能就線性關系進行分析。計算時發現城市化率和人均GNP的自然對數值之間存在著較強的相關性，相關系數為0.84，而城市化率和人均GNP的原值之間的相關系數值僅為0.72。對兩者分別進行回歸分析。發現把GNP取自然對數值比直接使用GNP原值獲得的線性模型的擬和效果更理想，方程表達式如下：

Ur=-85.674+16.6071n(peiGNP)(－15.43*)(25.853*)

其中F=639.207，Sig.F=0.000，R2=0.701

公式下面括號里的數值均為各估計值的t檢驗值，其中帶有’的說明統計顯著值達到了5％的水平。

其次，還必須找到非農就業比重在多大程度上受到城市化率的影響。一般來說，一國的就業結構受到其人均收入水平、城市化程度和農業生產在國民生產總值中所占的比例這三個因素的影響。雖然這3個因素在理論上和統計上相關，高收入一般會引起較高的城市化程度和較低的農業生產比重，可并不是完全一致，有研究采用世界銀行發展指標中印度、印度尼西亞、日本、泰國、菲律賓和韓國等亞洲國家的數據，對此做了研究，發現非農就業比重和上述3個影響因素的關系式如下：

非農部門就業比重＝25.32+0.00078人均國民生產總值+0.72城市化程度－0.28農業在國民產出中的比重

在國外，由于農村非農部門不能像中國那樣發揮重要的影響力，就地解決農村勞動力的就業問題，所以農村的勞動力一般涌向城市，他們的非農就業一般意味著在城市部門的就業。但是中國的情況不一樣，非農就業由兩部分構成，一是農村非農部門，二是城市非農部門(或者說主要是城市部門)。由于我們測算的是城市化(城市部門)給進城農村勞動力帶來的就業崗位損失，與農村勞動力在農村非農部門的就業無關。只要把農村勞動力在城市部門的就業比例找出來，再乘以每年因為城市化進程滯后而帶來的城市部門就業需求的損失量，就可以得到最終的結果。考慮到中國城市部門的就業也基本上相當于國外的非農部門的就業，所以我們仍然使用中國1978～2003年人均國內生產總值、城市化程度、農業在國民生產總值中的比重和城市部門就業比重的數據做出回歸分析，得到了以下的關系式：

城市部門的就業比重＝13.83+0.0006人均國內生產總值+0.32城市化程

(7.912*) (6.137*) (6.832*)

度+0.13農業在國民產出中的比重(3.572*)

其中F=546.095，Sig.F=0.000，R2=0.987

公式下面括號里的數值均為各估計值的t檢驗值，其中帶有*的說明統計顯著值達到了1％的水平。

這樣，有了人均國民生產總值和城市化程度的關系系數(16.607)、城市化程度與城市部門就業比重的關系系數(0.32)，就可以計算出中國城市化滯后程度對城市部門就業需求數量所造成的損失程度。以下是具體的計算結果：

三、結論與政策建議

從結果來看，每年中國城市化滯后帶來的非農就業崗位損失量不少，但是對于進入城市從事非農就業的農村勞動力的影響卻不大。也就是說，即使我們加快城市化發展，能提供給農村勞動力潛在的就業崗位并不是很多，沒有我們原來預想的那么大。例如在2002年，因為城市化滯后而損失掉的非農就業崗位數量是1181.5萬個，但是留給農村勞動力的就業崗位數量是63.9萬個，只占5.4％。這可能有2個原因，一是城市本身的就業壓力非常大，僅在2002年城市的登記失業的人數就有770萬，而實際上的失業人數可能達到1620萬人，城市戶口的勞動力憑借自身的優勢條件或者政府政策的扶持擠占了大多數的就業崗位。二是農村勞動力進入城市以后，結合自身教育和技能較為低下的特點，將不得不選擇在城市非正規部門工作或者即使被城市正規部門招聘的話，從事一些勞動強度大、工作環境差、低技術或無技術的簡單勞動，還不享受企業的各種福利待遇，其權益得不到維護。

可見，在相應的配套制度沒有完善的情況下，僅僅用加快城市化發展的促進經濟增長的方法來解決農村剩余勞動力進城就業可能是不妥當的。

由此得到的政策建議是：應該在統籌城鄉就業的基礎上。建立統一的城鄉勞動力市場。既要統籌農村勞動力就業的機會，創造足夠多的就業崗位，又要統籌農村勞動力就業的質量，創造公平的就業環境，改革原有的城市社會保障制度、加大對他們的培訓力度和進一步完善和深化土地改革，留住他們融入城市，而不是成為城市中匆匆的過客。

(作者單位：中南財經政法大學工商管理學院)