民營對外貿易對農業剩余勞動力轉移的影響
——基于拉尼斯-費模型的面板數據分析

劉建民,賀彩銀

(湖南大學經濟與貿易學院,湖南長沙 410082)

民營對外貿易對農業剩余勞動力轉移的影響
——基于拉尼斯-費模型的面板數據分析

劉建民,賀彩銀

(湖南大學經濟與貿易學院,湖南長沙 410082)

從中國勞動力市場分割的基本經濟特征出發,在拉尼斯-費模型中嵌入民營出口貿易,并運用1996-2007年的省級面板數據進行交互項檢驗。實證結果表明,具有自生能力的民營非農業部門是容納農業剩余勞動力轉移的主要經濟部門,其對外貿易是促進農業剩余勞動力轉移的重要因素,民營出口貿易對資本積累的效應表現為負值,民營進口貿易在推動自身發生技術創新和加深勞動力使用偏向方面有正向作用,進而間接加快了農業剩余勞動力的轉移。

農業剩余勞動力轉移;民營出口貿易;拉尼斯-費模型

Abstract:Base on the basic characteristics of Chinese labor market segmentation,the paper embeds export trade of p rivate sector in Ranis-Feimodel,and inspects itw ith interaction model using the p rovince panel data of 1996-2007.The empirical results indicate that the p rivate non-agricultural sector w hich have the viability become the main econom ic secto r fo r abso rbing the transfer of agricultural surp lus labo r.Foreign trade of p rivate non-agricultural sector is an important factor of p romoting the labor surp lus transfer.The export trade of p rivate sector has a negative effect on capital accumulation.The importing trade of p rivate sector hasa positive effecton innovation intensity and the labor biasof innovation,thereby indirectly accelerating the transfer of surp lus labo r in agriculture.

Key words:agricultural surp lus labor;expo rt trade of p rivate sector;Ranis-Feimodel

一 引 言

成功增長的勞動力剩余經濟會出現勞動力從農業部門向工業部門不斷地再配置,農業勞動力相對于工業勞動力逐步減少的現象(Rain,Fei,1961)[1]。自五十年代以來,我國農業就業份額與農業產值份額呈不斷下降的趨勢,但農業就業份額始終高于農業產值份額,這種偏離證明我國農業存在大量剩余勞動力。改革開放后,這些農業剩余勞動力大量流向民營企業,一個以民營企業為需求方,以農業剩余勞動力為供給方的新興勞動力市場形成。進入九十年代,改革開放進程的不斷加快為民營企業對外貿易的發展創造了寬松環境,從1991到2007年民營企業對外貿易進出口總額從297.9億美元增加到16793億美元,增長了56倍;出口額從122.10億美元增加到 9932億美元,增長了 81倍;進口額從175.8億美元增加到6861億美元,增長了39倍①1991-2002年數據轉引自王耀中教授所著《民營經濟與對外貿易》,2003-2007年數據來源于商務部網站。。隨著民營對外貿易的快速增長,生產規模的不斷擴大,越來越多的農業剩余勞動力被吸納到產品生產中,我國農業就業份額與農業產值份額的偏差開始縮小。正如拉尼斯、費景漢的預期:“外貿使每年以更高的速度吸收勞力和進行工業化成為可能,其提供的潛力能夠大大地潤滑勞力吸收的道路,加速勞力吸收的步伐”。那么快速發展的民營企業對外貿易能否促進農業剩余勞動力的轉移?如果可以,其吸納農村剩余勞動力的機制如何?這種機制是否能夠得到相關數據的支持?上述問題的回答對于加快我國農業剩余勞動力的有序轉移有重要意義。

國內外學者圍繞農業剩余勞動力的轉移進行了一系列的研究,根據研究內容可以將相關成果分為三類:第一類為農業剩余勞動力的數量研究;第二類為農業剩余勞動力轉移的影響因子研究;第三類為農業剩余勞動力轉移的途徑研究。有關農業剩余勞動力的數量還沒有確切的統計數據,學者們根據不同的方法進行了估算(王紅嶺,1998[2];農業部課題組,2000[3];牟子平等,2004[4];王檢貴等,2005[5]),雖然估算數目有所差異,但大量農業剩余勞動力存在已是一個不爭的事實。而這些農業剩余勞動力的轉移既受經濟因素和制度因素的影響(陳朔、馮素杰,2005[6]),又和流動者個人特征相關(Zhao,1999[7]、Hare,1999[8])。眾多學者提倡通過工業化和城市化的發展,解決農業剩余勞動力的轉移問題(韓長賦,2006[9];孟令國,2004[10])。與此同時,一批學者立足我國的現實狀況提出只有在開放經濟的背景下,采用深化比較優勢的發展戰略,大力發展非公有制經濟,尤其民營企業對外貿易的發展才能加速農業剩余勞動力轉移的進程(周燕,2003[11][12];高文書,2006[13];宋金平等,2001[14];王耀中,2005[15])。

以上研究大多是從理論角度進行分析,實證研究相對缺乏。本文從中國勞動力市場分割的基本經濟特征出發,在拉尼斯-費模型中嵌入民營部門出口貿易,并運用1996～2007年的省級面板數據進行交互項檢驗。其余部分組織如下:第二部分是模型、數據與方法,第三部分是經驗分析及結果,第四部分是結論。

二 模型、數據與方法

(一)理論模型:嵌入民營部門出口貿易的拉尼斯—費模型

封閉經濟中的拉尼斯—費兩部門模型假定經濟中存在停止的自然農業部門和不斷商業化的工業部門,農業部門的投入要素是土地和勞動力,而工業部門的投入要素是資本和勞動力。其中資本和土地是稀缺的,勞動力是充裕、甚至是剩余的。隨著經濟的發展,勞動力會從農業部門向工業部門不斷地再配置。他們提出的勞動力吸收等式為,式中,ηL為工業部門吸收勞動力的增長率,ηK為工業資本積累的增長率,J為工業創新強度,它是在假定資本和勞力不變的條件下,完全由于每單位時間的消逝而出現的產出的部分增加。B為工業創新的勞動力使用偏向、∈LL①本文沒有考慮收益遞減規律的影響.為收益遞減規律的強度。

開放經濟條件下,基于中國經濟發展的基本經濟特征,將民營出口貿易嵌入拉尼斯—費兩部門模型,使之擴展為四部門:農業部門、國有非農業部門、民營非農業部門②本文所指“民營非農業部門”界定為各種類型的非國有企業組成的部門,包括集體企業、鄉鎮企業、私營企業、個體企業、聯營企業、外資企業等(王耀中,2005).和國外部門。在擴展的拉尼斯—費模型中,生產率不斷提高的農業部門提供更多農業剩余、釋放更多勞動力,并為不斷增加的工業消費品提供市場。國有非農業部門與拉尼斯-費模型的設定恰恰相反,它并未不斷商業化。這是因為,首先,其內生于趕超戰略,優先發展違背我國資源稟賦狀況的資本密集型重工業,加上生產資料公有形式使其所有者和經營者的目標產生差異,國家對其實行直接計劃管理,企業因此失去了生產和經營的自主權,進而產生內部勞動激勵不足、外部競爭缺乏、生產效率低下和創新活動極度缺乏,擴張能力有限(劉志忠、楊海余、王耀中,2007[16])。其次,嚴格的勞動力市場分割使擁有城市戶口的城鎮居民成為國有非農業部門勞動力的主要供給方(林毅夫、蔡昉 、李周,1994[17])。這決定了國有非農業部門無法通過吸收大量的農業剩余勞動力實現自身和勞力剩余經濟的發展。而民營非農業部門產權清晰,利益主體明確,采取市場經濟運作方式,在市場競爭中自主經營,追求自身利益最大化,具有自身能力,成為了容納農業剩余勞動力轉移的主要經濟部門(趙民望,2006[18])。它利用農業部門提交的農業剩余和自身利潤進行資本積累,并發生勞力偏向型的創新活動,把農業剩余勞動力吸納到勞動密集型產品的生產中,生產規模不斷擴大。當國內部門不能為生產高速增長的勞動密集型產品提供足夠大的市場時,民營非農業部門生產能力的發揮依賴于國外部門的強勁需求(王宏新,劉長庚,2000[19])。民營出口貿易高速增長影響民營部門的資本積累(K);而民營進口貿易通過引進適宜技術和管理方法增強了其技術變遷能力,即提高了民營部門創新強度(J)和民營部門創新的勞力使用偏向(B),正如拉尼斯和費景漢的工業部門勞動力吸收等式所述,這極大地增強了民營非農業部門吸收剩余勞動力的能力。民營對外貿易在促進農業剩余勞動力轉移的同時,推動勞動力剩余經濟成功增長。

以上分析可以用下圖總結,民營對外貿易通過影響資本積累,促進技術變遷,從而加快農業剩余勞動力的轉移。

圖1 民營對外貿易促進農業剩余勞動力轉移的邏輯機制

這一機制能否得到相關數據的支持呢?本文將采用全國和地區面板數據,并運用交互項模型進行檢驗。

(二)實證模型

為證明民營對外貿易促進農業剩余勞動力轉移的邏輯機制,本文設定以下的回歸方程,并采用面板數據變截距固定效應模型:

其中,δSit=β4ln exit+β5ln imit+β6ln exit＊ ln Kit+β7ln imit＊ ln Jit+β8ln imit＊ ln Bit

其中:M是農業剩余勞動力轉移量;K是民營資本積累;J是民營創新強度;B是民營創新的勞力使用偏向;S是影響農業剩余勞動力轉移的其它主要因素,本文中包括民營部門出口(ex)、民營部門進口(im)、三個交互項 lnex＊ln K、lnim＊lnJ 、lnim＊lnB;下標 i是省份,t是年份。交互項lnex＊ln K考察民營出口與民營資本積累之間的關系;交互項lnim＊lnJ考察民營部門進口與民營創新強度之間的關系;lnim＊lnB考察民營部門進口與民營創新的勞力使用偏向之間的關系。αi代表截面單元的個體特性,βi(i=1,2,…,6)是待估參數,隨機誤差項μit相互獨立,且滿足零均值、等方差(μit～ i.i.d)。

(三)數據及變量說明

由于民營非農業部門對外貿易在90年代以后發展迅速,所以本文將研究時間界定為1996至2007年間,同時考慮到由于制度的不同將帶來研究結果的差異,所以沒有考慮香港、澳門特別行政區和臺灣省;另外,相關數據統計數據缺乏和數據時間范圍的限制,研究中去除了西藏自治區、海南省、新設立不久的重慶市,本文研究28個省、自治區和直轄市。本文數據來自1996～2008年歷年的《中國統計年鑒》和《中國經濟對外貿易年鑒》,下面對各變量進行說明:

M為農業剩余勞動力的轉移量,按其轉移方向分為進入農村非農業和進入城市兩個部分。進入農村非農業的勞動力數據用鄉村的鄉鎮企業、私營企業和個體企業就業人數相加來表示。進入城市的農村非農勞動力數據用采掘、制造和建筑三個產業的職工人數減去相應的國有職工人數來表示。中國統計年鑒中,各地區按行業分的職工人數不包括鄉鎮企業就業人員、私營企業就業人員和城鎮個體勞動者,所以把在農村非農業和城市中實現轉移的農業剩余勞動力相加,作為農業剩余勞動力轉移量。

K是民營非農業部門資本積累,用各地區全社會固定資產投資與國有企業固定資產投資之差表示民營非農業部門資本積累,并用固定資產投資價格指數調整為1990年不變價格。由于《中國統計年鑒》中沒有提供“農業固定資產投資”數據,只有“農村的固定資產投資”數據;而農村固定資產投資也包括非農業的投資。如果再用上述差值減農村的固定資產投資,就會產生農村中非農業固定資產投資被剔除的問題,所以,只減國有企業固定資產投資。

J是民營非農業部門創新強度,因為在激烈的市場競爭,民營企業成為創新的主體,與國有企業相比,其更具創新動力。所以選取工業和建筑業企業個數減去相應的國有及國有控股企業個數表示民營部門企業個數,用民營部門企業個數代表民營非農業部門創新強度。

B是民營非農業部門創新的勞動力使用偏向,反映其在生產過程中的資本-勞動力比,資本-勞動力比越小,創新的勞動力使用偏向越強。由于中國具有勞動力廉價的比較優勢,出口的工業制成品是勞動力密集型產品,所以,用出口產品中工業制成品與初級產品之比表示民營非農業部門創新的勞動力使用偏向①由于《中國商務年鑒》(2004年以前為《中國對外經濟貿易年鑒》)并未提供民營部門出口工業制成品與初級產品的數值,所以此處選用了全部產品的出口工業制成品與初級產品之比代表民營非農業部門創新的勞動力使用偏向,這在一定程度上能夠反映民營出口的現實,因為整個中國的出口主要是勞動密集型產品.。

EX和IM分別是民營部門出口額和進口額。由于本文使用省級面板數據,各類年鑒中沒有提供民營部門貿易數據,而提供了外商投資企業貿易數據,加上,近年來外商投資企業占民營部門對外貿易的比重較高,所以選取外商投資企業的對外貿易數據代表民營部門的出口和進口額。同時,使用各年度人民幣對美元平均匯價進行折算,并經過各省GDP平減指數折算為1990年不變價格,剔出物價變動因素。

(四)方法介紹:

在計量經濟學理論中,當存在條件假設時可以使用包含交互項的計量模型,用以分析多元解釋變量對被解釋變量的綜合作用。此時,條件假設一般是描述兩個或多個變量依賴于一個或多個變量取值的關系。伍德里奇(2003)[20]和張爽(2006)[21]的研究指出,在含有交互項的線性模型中,把交互項某一組成變量對因變量的影響定義為偏效應(Marginal Effect),它依賴于另一交互項組成變量的值,這與普通線性模型的偏效應是一個固定的值有著顯著差異,常在另一交互項組成變量的均值處求解。

為了說明交互項模型,這里假設 X和Y的函數關系為 Y=β0+β1X+β2Z+β3XZ+ε,當變量 Z存在時,變量X和變量Y是單調遞增函數關系,當Z不存在時,X和Y這種關系也不存在。這里的Z可以是一個普通變量,也可以是一個啞變量,為了便于說明,假設Z是一個啞變量。當Z=0,X和Y的關系變為:Y=β0+β1X+ε,該普通線性模型中 X的偏效應為?Y/?X=β1;當變量 Z=1,變量 X和變量Y是單調遞增函數關系:Y=β0+β1X+β2Z+β3XZ+ε,X、Z是交互項 XZ的組成變量,該線性模型中 X的偏效應為?Y/?X=β1+β3Z,此時 X對 Y的影響依賴于 Z的大小,由于假設 Z=1,所以此時 X對Y的偏效應為β1+β3(ThomasBrambor,2006)[22]。另外 ,在具體的交互項模型設定中,除非特殊的情形,必須包括所有的交互項組成變量。這里的交互項組成變量是指組成交互項的任何一個變量。特別是多元交互項模型的交互項有很多種形式,有可能包含更多的組成變量比如 XYZ,那么該模型中就必須包括 X,Y,Z,XY,XZ,YZ。交互項組成模型中包括所有的交互項組成變量有可能會增加多重共線性,增大標準誤進而引致交互項的系數不能通過顯著性檢驗,但這種交互項模型中的多重共線性問題往往被夸大(Friedrich,1982)[23]。

在交互項方程的具體解釋過程中,不能將其解釋為非條件的邊際影響。由于多元交互項模型之所以能夠有效地捕捉隱藏在直覺背后的條件假設,所以它考慮了解釋變量X對 Y的影響依賴于第三個變量Z的值,可很清楚的看到如果只描述X對 Y的影響,這種解釋僅僅捕捉了當 Z=0時情形,因此,在方程分析中必須考慮第三個變量的取值,才能進一步分析X對 Y的偏效應。在計算偏效應之后,一般不能省略對該偏效應進行顯著性檢驗。

三 經驗分析及結果

利用全國樣本數據對封閉經濟中的拉尼斯-費模型和筆者擴展后的模型(1)式進行回歸,分別產生模型Ⅰ和模型Ⅱ,結果如表1。

模型I是封閉經濟條件下,民營資本積累(K)、民營創新強度(J)、民營創新的勞力使用偏向(B)三個變量對農業剩余勞動力轉移(M)的作用。民營資本積累每增加一個百分點,農業剩余勞動力轉移增加0.1個百分點;民營創新的勞力使用偏向每增強一個百分點,農業剩余勞動力轉移增加0.05個百分點,且均通過1%的顯著性檢驗;民營創新強度每增強一個百分點,農業剩余勞動力轉移增加0.0008個百分點,但不顯著性。修正的擬合優度為0.998324,說明整個方程擬合較好。F檢驗通過1%的顯著性,證明所有自變量對因變量的總體解釋力度很強。

模型Ⅱ是開放經濟條件下,各變量對農業剩余勞動力轉移(M)的影響。由于本文主要關注的是民營對外貿易通過影響資本積累、技術變遷進而促進農業剩余勞動力轉移,所以模型Ⅱ中,分別加入3個不同的交互項,依據伍德里奇和張爽的研究,民營資本積累、民營創新強度和創新的勞力使用偏向的偏效應依賴于民營對外貿易的取值,故取民營出口的均值3.521747和民營進口的均值3.517628。在模型Ⅱ中,相應的民營資本積累、民營創新強度和民營創新的勞力使用偏向的偏效應計算如下:

表1 全國變截距固定效應估計

為了進一步檢驗民營資本積累(K)、創新強度(J)和創新勞力使用偏向(B)三者偏效應的顯著性,應用交互項偏效應的顯著性檢驗方法(伍德里奇,2003),對模型 Ⅱ的中交互項進行替換:

將θ1,θ2,θ3帶入模型 Ⅱ中,可得

對(8)式回歸,即得到對模型 Ⅱ的顯著性檢驗。對比模型 Ⅱ和其顯著性檢驗的結果,在顯著性檢驗中,民營資本積累(K)、創新強度(J)和創新勞力偏向(B)的系數皆為其各自的偏效應。民營資本積累(K)對農業剩余勞動力轉移的偏效應,在民營部門出口的平均值上,民營部門資本積累每增加一個百分點,農業剩余勞動力轉移量增加0.07個百分點,通過1%的顯著性檢驗。民營創新強度(J)對農業剩余勞動力轉移的偏效應,在民營部門進口的平均值上,民營部門創新強度每增強一個百分點,農業剩余勞動力轉移量增加0.003個百分點,但并不顯著。民營創新的勞動力使用偏向(B)對農業剩余勞動力轉移的偏效應,在民營部門進口的平均值上,民營部門創新的勞動力使用偏向每增加一個百分點,農業剩余勞動力轉移量增加0.06個百分點,通過1%的顯著性檢驗。

模型 Ⅱ中,民營部門出口與資本積累的交互項系數β6<0,意味著民營出口貿易對資本積累的效應表現為負值,主要是以下兩個原因:第一,出口貿易促進資本形成的過程中存在“時滯效應”,出口貿易換回的外匯往往要經過較長的時間滯后后才能形成現實的實體資本設備,而本模型中沒有考慮到這種時滯效應。第二,在經過改革開放后較長時期的高速增長后,中國經濟進入了轉型時期,各項要素價格開始攀升,諸如勞動力用工成本上升、環境資源壓力增大等問題開始顯現。對外貿易在迅速發展的同時不得不面對高額的成本問題,大量出口的同時,出口換匯、形成資本的能力卻受到了嚴峻的挑戰,即高出口并不意味著高的資本形成。模型 Ⅱ中β7>0,意味著進口越多,民營部門發生技術創新的可能性就越大,進而促使農業剩余勞動力轉移量增多;β8>0,意味著進口越多,民營勞動力使用偏向越強,農業剩余勞動力的轉移量就越多。這是因為在一個自由、開放、競爭的市場中,民營非農業部門具有自生能力(viability)①如果一個企業通過正常的經營管理,預期能夠在自由、開放和競爭的市場中賺取社會可接受的正常利潤,那么這個企業就是有自生能力的,否則,這個企業就是沒有自生能力的。參見林毅夫.自生能力、經濟發展與轉型[M].北京大學出版社,2004,第7頁。。給定勞動和資本的相對價格,民營非農業部門會理性的選擇其所使用的技術。而對于我國民營企業來說,目前創新的來源主要依賴于來自以進口貿易為傳導機制的國際技術溢出、轉移、擴散以及民營企業技術知識和利用知識能力的增長(楊淑華,2007)[24],所以可以任意挑選其所偏好的技術。由此可見,自生能力促使民營部門選擇勞動力偏向型的技術引進和模仿,最終促進了農業剩余勞動力的轉移。

四 結 論

農業剩余勞動力的非農轉移是改革開放三十年間中國轉型經濟成功發展過程中最引人注目的經濟社會現象之一。這種現象的研究,對于加快統籌城鄉發展,促進農村勞動力平穩有序轉移具有一定的價值。

本文認為,民營非農業部門是容納農業剩余勞動力轉移的主要經濟部門,其對外貿易是促進農業剩余勞動力轉移的重要因素。同時,運用1996-2007年的省級面板數據進行交互項檢驗。結果表明,由于出口換匯的時滯效應和出口成本的提升,民營出口貿易對資本積累的效應表現為負值。具有自生能力的民營部門選擇勞動力偏向型的技術引進和模仿,正如實證研究揭示民營進口貿易在推動自身發生技術創新和加深勞動力使用偏向方面有正向作用,進而間接加快了農業剩余勞動力的轉移。由此可見,我國政府應該鼓勵民營非農業部門發展對外貿易,不斷擴大規模,促進勞動力剩余經濟的成功增長。

[1]Rain Gustav,John C.H.Fei.A Theory of Economic Development.The American Economic Review,1961,51:533-565.

[2]王紅嶺.關于農業剩余勞動力數量的估計方法與實證分析[J].經濟研究,1998,(4):52-69.

[3]農業部課題組.21世紀初期我國農村就業及剩余勞動力利用問題研究[J].中國農村經濟,2000,(5):4-16.

[4]牟子平,吳文良.我國農業勞動力冗余及可持續性利用對策[J].人口與經濟,2004,(3):60-64.

[5]王檢貴,丁守海.中國究竟還有多少農業剩余勞動力[J].中國社會科學,2005,(5):27-35.

[6]陳朔,馮素潔.經濟增長速度與農村勞動力轉移[J].南開經濟研究,2005,(5):45-47.

[7]Zhao yaohui.Labo r M igration and Earnings Differences:The Case of Rural China,Economics Development and Cultural Change,July,1999,47(4):767-82.

[8]Hare,Denise.‘Push’versus‘Pull’Factors Migration outflow s and Returns:Determinants of Migration Status and Spell Duration among China’s Rural Population.Journal of Development Studies,1999,35(3):45-72.

[9]韓長賦.中國農民工發展趨勢與展望[J].經濟研究,2006,(12):4-12.

[10]孟令國.發達國家農村勞動力轉移的經驗及對我國的啟示[J].農業經濟,2004,(1):17-19.

[11]周燕.論中國的對外貿易發展戰略與剩余勞動力轉移[J].人口與經濟,2003,(3):45-49.

[12]周燕.存在剩余勞動力條件下的比較優勢戰略和經濟增長[J].中國經濟問題,2003,(6):28-33.

[13]高文書.進城農民工就業狀況及收入影響分析——以北京、石家莊、沈陽、無錫和東菀為例[J].中國農村經濟,2006,(1):28-34.

[14]宋金平,王恩儒.中國農業剩余勞動力的模式與發展趨勢[J].中國人口科學,2001,(6):46-50.

[15]王耀中.民營經濟與對外貿易[M].湖南:湖南大學出版社,2005.

[16]劉志忠,楊海余,王耀中.中國出口高速增長之源 ——基于拉尼斯-費模型的研究[J].經濟評論,2007,(1):62-66.

[17]林毅夫,蔡昉,李周.中國的奇跡:發展戰略與經濟改革[M].上海:上海人民出版社,1994,28-49.

[18]趙民望.民營經濟正在改變中國[N].中華工商時報,2006-8-28.

[19]王宏新,劉長庚.存在“貿易順差悖論”嗎——改革開放以來我國對外貿易與經濟增長關系探析[J].上海經濟研究,2000,(8):45-49.

[20]伍德里奇.計量經濟學導論[M].北京:中國人民大學出版社,2003,182-183.

[21]張爽.非線性模型中多個交互項的估計[J].世界經濟文匯,2006,(3):52-55.

[22]Thomas Brambo r.Understanding Interaction Models:Imp roving Empirical Analyses.Political Analysis,2006,(14):63-82.

[23]Friedrich,Robert.In Defense of M ultiplicative Terms in M ultip le Regression Equations.American Journal of Political Science,1982,(26):797–833.

[24]楊淑華.中國經濟增長路徑的選擇:基于技術進步與就業關系的實證分析[J].經濟學動態,2007,(2):28-31.

The Effectsof Trade of Private Section on Agricultural Surplus Labor—The analysis of panel data base on the Rain-Feimodel

L IU Jian-min,HE Cai-yin

(College of Economics and Trade,Hunan University,Changsha 410082,China)

F121.23;F321.5

A

1008—1763(2010)04—0072—06

2010-03-28

教育部新世紀優秀人才支持計劃項目;湖南省科技計劃項目《民營外貿與剩余湖南財政經濟學院院辦教授勞動力轉移》(2008zk3030)

劉建民(1964—),男,湖南湘鄉人,湖南大學經濟與貿易學院教授,博士生導師.研究方向:財稅理論與政策.