農村勞動力轉移人口規模能否直接促進轉移經濟效應的增長

摘要：改革開放以來，我國農村出現了翻天覆地的變化，尤為顯著的是農村勞動力發生大規模轉移和流動。農村勞動力結構的這種變化表現為資源的再配置過程，為我國經濟持續增長提供了內在動力。但是農村勞動力轉移人口并非越多越好，其還要依托于產業結構調整，共同作用，產生最大轉移經濟效應，從而最大化地促進我國經濟增長。

關鍵詞：農村勞動力轉移人口；農村勞動力轉移經濟效應；協整；Granger因果檢驗

改革開放以來，隨著我國農村生產力的解放，農業生產率得到了極大的提高，推動了農村剩余勞動力的轉移。特別是20世紀80年代中期以后，農村勞動力轉移速度逐漸加快，規模逐步擴大，不僅是中國經濟社會全方位變革的主要推動力量，而且也成為中國經濟結構轉變的重要因素，直接促進了經濟的增長。

一、農村勞動力轉移人口與其轉移經濟效應的測算

我國農村勞動力轉移人口數量MP1978-2003年的數據來自蒲艷萍、吳永球，筆者按該方法計算了2004-2006年。農村勞動力轉移經濟效應是指勞動力再配置帶來的經濟效益，屬于資源再配置效益或結構轉換效益，測算時采用統一的計算方法：G=∑WidxiXi，Wi表示部門的產值占總產值的比重，Xi表示i部門的勞動力占總就業人口的比重。該式是勞動生產率的增長率分解得到的關于勞動力結構轉移的表達式。另外，需要說明的是，為研究農村勞動力轉移情況，本文把經濟部門簡單劃分為農業和非農業部門。兩組數據圖示如下：

二、農村勞動力轉移人口與其轉移經濟效應之間關系分析

比較上面兩圖，可見農村勞動力轉移經濟效應的趨勢圖與轉移人口的趨勢圖波動周期十分相似。

從邏輯上兩者形成一定的關系，農村勞動力轉移經濟效應的產生，是由于勞動力從生產率低的部門轉向生產率高的部門，使得資源配置趨于合理，其結果是產出增加，即促進經濟增長。這種勞動力結構性的調整程度，或者說勞動力資源的再配置過程的強度，直觀地表現在農村勞動力轉移人口的規模。但是兩者的計算范圍和基點不一樣，數量上并不一定形成因果聯系。轉移經濟效應從生產函數出發，對未知的經濟增長中由于產業間生產率水平的不同而分解出來的勞動力重新配置的結構效應，不僅考慮勞動力的結構，也注重產業結構的變化，因此，它比較全面地描述了勞動力結構變化，通過改變各產業產出，從而推動三產之和—經濟增長的變化，因此這部分增長率的解釋是無法用資本和勞動力等生產要素投入的多少來說明的。轉移人口，它脫離于產出的變化，而純粹從勞動力的結構出發計算而得。所以，從這些方面來看，轉移人口的變化和轉移人口的這種類似的吻合是否真是經濟上的聯系，還是數據上的趨勢巧合，還有待于做進一步分析。

三、實證分析

為分析兩者是否存在長期穩定關系，之間是否有因果聯系，我們采用對數線性模型對該兩變量展開具體分析。對農村勞動力轉移經濟效應和農村勞動力轉移人口進行自然對數變換，記為：LnG、LnMP。

(1)單位根檢驗

表1 兩變量的ADF單位根檢驗結果

變量檢驗形式ADF值1%的臨界值是否平穩

LnG-8.468212

LnMP(0，0，0）-2.212812-2.650145是

ΔLnG(T，0，1）-8.468212-3.699871否

ΔLnMP(0，0，0）-2.202312-2.650145是

Δ2LnG(C，T，0)-8.320643-4.339330否

Δ2LnMP(0，0，1)-4.797402-2.660720是

(0，0，0)-2.656915是

注：Δ表示一階差分，Δ2表示二階差分；檢驗形式（C，T，L）中的C、T、L分別表示模型中的常數項，時間趨勢項和滯后階數；滯后期的選擇以施瓦茨信息準則（SC）為依據。

由表三可見，在1%的顯著性水平下，LnG和LnMP二階差分序列都是同時平穩的，所以是二階單整序列，即：I(2)。這樣就可以對這兩個變量做協整檢驗，檢驗其變量之間是否存在長期的穩定性。

(2)協整檢驗

采用EG檢驗，序列LnG和LnMP都是同階單整的，做兩變量的回歸方程，即有：

LnGt=α+βLnMPt+εt

用和表示回歸系數的估計值，則模型殘差估計值為：=LnGt--LnMPt若≈I(0)，即殘差序列平穩，則LnMpt和LnGt具有協整關系。

利用該方法進行轉移經濟效應的變換形式LnG和轉移人口的變換形式LnMP的協整檢驗，用OLS方法估計的回歸方程：

LnG=-41.30301+4.351625LnMP+ε

(-8.429153) (8.112279)

R2=0.709080 F=65.80906

令ε=LnG-41.30301+4.351625LnMP

檢驗殘差項是否平穩，即是否I(0)序列。ADF檢驗統計量-3.986明顯小于顯著性水平為1%時的臨界值-2.65，所以估計殘差序列ε為平穩序列。由此表明LnG與LnMP之間存在協整關系，農村勞動力轉移經濟效應和轉移人口之間存在長期動態均衡關系。

(3)Granger因果檢驗

經濟時間序列常出現偽相關問題，即經濟意義表明幾乎沒有聯系的序列卻可能計算出較大的相關關系，其實只是數字的巧合而已。通過Granger因果檢驗可以判定是否存在偽回歸。它采用的方法是：先估計當前的y值被其自身滯后期所能解釋程度，然后驗證通過引入序列x的滯后期能否可以提高y的被解釋程度。如果是，則序列x是y的Granger成因。對序列LnG和LnMP做Granger因果檢驗，輸出結果見表4。

表2 Granger因果檢驗

因果關系假定滯后期數F統計量P值

LnMP不是LnG的格蘭杰原因11.200160.28373

LnMP不是LnG的格蘭杰原因20.204990.81620

LnMP不是LnG的格蘭杰原因30.439690.72725

LnMP不是LnG的格蘭杰原因40.363200.83131

LnMP不是LnG的格蘭杰原因51.800240.18203

LnMP不是LnG的格蘭杰原因64.673230.01612

由表4檢驗結果表明：農村勞動力轉移經濟效應與轉移人口之間，并不存在所有滯后期的格蘭杰因果關系；滯后6期的LnMP是LnG的格蘭杰原因，說明轉移人口的增長對轉移經濟效應在第6年產生效應；而滯后期1～5年格蘭杰因果檢驗的效果均非常差，說明MP對G有比較滯后的促進作用，短期影響遠沒有長期影響明顯，可見，轉移人口的積累效應將有利于轉移經濟效應的發揮，從而促進經濟可持續發展。對于為何周期為6，我們可以從國家對人口轉移限制的政策出臺時間做一個比較，以1978年為始年，1984年我國出臺政策，明確指出允許農民自備口糧進入小城鎮轉移；1992年中國非國有部門迅速發展，掀起了轉移人口的又一波高潮；1997年開始的東南亞金融危機影響對我國的出口貿易和鄉鎮企業發展產生了重大的負面影響，城市下崗職工增加，農民負擔加重等等都影響著我國農村勞動力的轉移；到2002年又出現了轉折，之后幾年又呈現人口轉移高潮。因此從這幾個轉折年份看，平均周期就是6年。

四、結論

從以上分析，可以認為農村勞動力轉移人口并不是越多越好，它對轉移經濟效應的沖擊正作用，一方面需要國家制度環境的許可和推動，適度放開戶籍制度的限制條件，以保證農村勞動力轉移循序漸進，既有利于農村發展，也給城市容納量以緩沖的時間，共同促進轉移人口在最佳滯后期發揮有利功效；另一方面通過勞動力的轉移改變就業結構，還依賴于產業結構的變動，才能真正持續促進轉移經濟效應的增長，從而促進經濟增長，單憑勞動力在產業間的結構變化而沒有同步的產業結構調整，對經濟增長的作用會減弱很多，時間上也會滯后比較久。

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（作者單位：浙江工商大學統計與數學學院）

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文