農村剩余勞動力轉移的影響因素分析

摘要:基于托達羅模型，構建了經濟計量模型，并結合江蘇省的數據，運用協整理論探討了農村剩余勞動力轉移的長期影響因素。結果表明，預期城鄉收入差距、人力資本存量和二三產業占GDP比重與農村剩余勞動力轉移之間存在著長期穩定的關系。預期收入差距和人力資本存量對勞動力轉移的影響較大。

關鍵詞:農村剩余勞動力;托達羅模型;實證分析;協整檢驗

中圖分類號:F304.6 文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)20-0036-03

一、問題的提出

農村剩余勞動力的順暢轉移是切實解決好三農問題的根本前提。改革開放以來，隨著城市經濟體制改革和鄉鎮企業的發展，中國長期以來的城-鄉二元經濟結構下的農村隱性失業逐漸變得顯性化了，大量的農村剩余勞動力亟待轉移。中國的農村剩余勞動力流動可以分為兩個方面:農村向城市的人口遷移和農村剩余勞動力的就地轉移(朱農，2005)。雖然我國農村勞動力的轉移取得了歷史性的進展，但當前我國農村勞動力轉移的壓力依然較大。

就江蘇省而言，到2007 年底，全省由農轉向二三產業的農村勞動力累計已達1 661 萬人，占農村勞動力總數的62%。其中，就地轉移834 萬人，勞務輸出827 萬人，非農勞動力比重較1978年提高了52.4 個百分點(劉克明，2008)。可見，江蘇省的農村剩余勞動力轉移面臨著艱巨的任務，特別是在當前全球金融危機下，農村剩余勞動力轉移的影響因素不斷呈現著新的變化。

二、文獻綜述

最早的勞動力遷移模型主要包括三個:劉易斯(Lewis)的二元經濟發展模型、喬根森(Jorgenson，)模型和托達羅(Todaro)模型。關于托達羅模型的數學表述將在本文第三部分作進一步介紹。20世紀80年代以來，斯塔克(Stark，1991)提出了“新勞動力遷移經濟學”理論，認為遷移者除了受預期收入影響外，還受一些個人和家庭因素的影響?？唆敻衤?Krugman，1992)從地理經濟的角度，提出了“中心-邊緣模型”，認為隨著工業化的發展、規模經濟的上升和貿易的自由化，所有的勞動力最終都將流向工業中心。近十年來，國外的經濟學家開始關注中國勞動力的轉移。Scott Rozelle等(2002)通過對不同時期中國農村勞動力市場的研究發現，教育程度高的勞動力更有可能在非農業部門獲得工作機會，并有較高的工資;Sandeep Mohapatra(2007)等運用Probit模型對中國的勞動力轉移的實證分析表明，農村地區的個體企業的發展有利于勞動力轉移; Alan de Brauw等(2008)研究發現，相對富裕地區的勞動力遷移對家庭消費性投資的影響大于對生產性投資的影響。

國內關于勞動力轉移的研究主要包含以下兩個方面:轉移的影響因素如制度因素、經濟因素和勞動力自身因素以及經濟效應研究。影響因素方面，張林秀(1998)研究發現，教育不僅決定農村勞動力能否獲得非農就業機會，而且決定其轉移的穩定性;朱農(2002)構造了一個結構性Probit模型，發現收入差距是影響轉移的最重要因素;蔡昉(2002)認為，預期收入和人力資本稟賦對轉移動力的解釋都是不充分的，制度改革對于促進勞動力轉移應更為重要。王瑞(2006)等通過量化制度因素，構建計量模型得出消除制度因素的阻礙有利于加快勞動力轉移。勞動力轉移的經濟效應方面，程名望(2007)等通過實證分析認為，農業經濟增長和農業資本投入對我國農村勞動力轉移有促進作用，而農業技術進步對我國農村勞動力轉移的作用和影響并不顯著。

綜合以上文獻可以發現，國內外關于這些影響因素的研究正在從定性研究轉變為以定量研究為主，但定量研究中，許多學者從全國的數據出發，沒有考慮到中國區域經濟發展的不平衡性，而且在計量分析時缺少理論模型做基礎。本文將結合江蘇省實際，基于托達羅人口流動模型，建立計量經濟學模型，運用多元回歸分析和協整檢驗探究農村剩余勞動力轉移的長期影響因素。

三、理論模型及其擴展

20世紀70年代初期，許多發展中國家城市失業問題越來越嚴重，而與此同時，鄉—城遷移速度卻持續地增長。劉易斯人口流動模型難以對這一現象做出解釋，托達羅模型正是基于這樣一個背景下提出的。托達羅認為，勞動力作出遷移決策取決于預期收入，由于城市存在失業(假設農村沒有失業)，因此，不是每一個流動人口都可以在城市里找到工作，只有城市預期收入超過了農村的收入，遷移者才會選擇向城市流動。

該模型數學表述為:設v代表一個農村向城市流動的遷移者在計劃期內預期的城鄉收入差異凈貼現值，p為城市中的就業概率，wu、wr分別代表城市現代化部門和農業部門的平均工資，r為貼現率，C為遷移成本。則:

v=[pwu-wr]e-rtdt-C=[pwu-wr]-C(1)

如果設M為人口流動規模，則人口流動規模是城鄉收入貼現凈值的函數:

M=f(v)，f'>0(2)

結合江蘇省勞動力轉移的自身特點，我們首先引入農村勞動力轉移數量L，反映模型中人口流動的規模;其次引入預期收入差距EIG，反映模型中的預期收入差距;引入人力資本存量HRCS，反映受教育程度。同時，我們結合江蘇省實際情況，即城市化水平比較高，第二三產業比重也較大，所以，我們在模型中引入城市化率CSHR和二三產業產值占GDP比重ISRG這兩個變量。為了消除異方差，對各變量均取自然對數，分別用LnL、LnEIG、LnHRCS和LnISRG表示。

四、計量分析

筆者選取1985—2008年江蘇省的數據，樣本容量為24，對相關變量指標進行測算。相關數據都來自于1986—2009年《江蘇省統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》以及《江蘇農村改革發展30年》和《新中國五十年統計》。

1.數據指標處理

對于反映勞動力轉移規模的變量L，本文借鑒陸學藝(2004)的計算方法，即城鎮從業人數減去城鎮職工人數得城市就業的農民工人數，鄉村從業人數減去農業就業人數得到農村中非農勞動力數量，二者之和就是農村轉移勞動力總數。

預期收入差距EIG變量，托達羅模型中的預期收入計算方法EIG=πwu-wr，其中π代表城市就業率，這里以城鎮失業率P替代，即π=1-P。wu、wr分別表示城市部門和農村部門的工資率，用城市居民可支配收入和農村居民純收入表示。從以上計算公式中可以看出，EIG實際是三個變量的一個綜合體現。

人力資本存量HRCS反映了農村勞動力的受教育程度，本文借鑒李勛來等(2005)的計算方法，其計算公式為:HRCS=nqihi。其中，HRCS為人力資本存量;n總勞動力人數;qi為各種文化程度勞動力所占比重;hi為教育折算系數，文盲半文盲為1，小學為1.1，初中為1.2，高中為1.4，大專及大專以上為1.6。

2.單位根檢驗

對時間序列建立回歸方程之前，要先對序列進行平穩性檢驗，以防止出現“偽回歸”現象。當且僅當若干個非平穩變量具有協整關系時，由這些變量建立的回歸模型才有意義。本文選取單位根檢驗方法中的ADF檢驗，結果如下:

從表1可以看出，lnL、nEIG、lnHRCS、lnCSHR、lnISRG 在5%的顯著性水平下ADF統計值均大于臨界值，表明序列是非平穩序列。但其一階差分序列在5%的顯著性水平下是平穩序列，可以進一步做協整檢驗。

3.協整檢驗

由于變量序列均是 (1)序列，所以可以做協整分析。協整檢驗是為了揭示變量間是否存在一種長期穩定的均衡關系，滿足協整的經濟變量間存在長期的均衡關系，短期波動的影響是暫時的，長期內會回到均衡位置。多變量之間的協整檢驗我們一般選用Johansen檢驗，在檢驗中，我們以赤池信息準則確定最優滯后階數為2，選取變量具有線性趨勢而協整方程僅有截距的情形，結果如下:

檢驗結果表明，解釋變量與被解釋變量在1%的顯著性水平下至少存在一個協整向量。最終正規化后的協整方程為(括號內為標準差):

LnL=0.1611LnEIG+1.4134LnHRCS+0.407LnISRG-5.4045(4)

(0.0287)(0.1707) (0.3601) (1.3208)

從協整方程可以看出，變量之間存在一種長期均衡關系，且各影響因素都能促進勞動力轉移，但各自彈性不同，預期收入差距、人力資本存量和二三產業比重每增加1%，勞動力轉移分別增加約0.16%、1.41%和 0.41%?？梢?，人力資本存量對勞動力促進作用較大。預期收入差距估計值通過t檢驗，但二三產業比重估計值不明顯，雖然其系數較大，但對勞動力轉移的解釋性不是很強。

4.誤差修正模型(ECM)

協整理論認為，對具有協整關系的序列，算出誤差修正項，并將誤差修正項的滯后一期看作一個解釋變量，連同其他反映短期波動關系的變量一起，建立誤差修正模型，反映變量短期的相互關系。該模型的一個誤差修正模型為:

ΔYt=β1ΔXt+γ1ΔZt+δ1ΔWt-λ(Yt-1-α0-α1Xt-1-α2Zt-1-α3Wt-1)+ εt

(5)

式中，λ=1-μ，α0=β0/λ，α1=((β1+β2)/λ，α2=(γ1+γ2)/λ，α3=(δ1+δ2)/λ

結合(5)式，短期內變量由非均衡到均衡的調整過程可由誤差修正模型得到。運用Eviews5.1軟件，對各變量的一階差分和前一期的誤差修正項進行回歸，發現D(lnISRG)的t值不顯著，剔除D(lnISRG)變量后得到誤差修正方程為:

D(lnL)=0.1006*D(lnEIG)+2.2459*D(lnHRCS)-0.4719*ECM(-1) (6)

各變量的系數在1%水平下均顯著，誤差修正項系數為-0.4719，符合反向修正機制，表明每年實際發生的GDP與長期均衡值的偏差中的47.2%被修正。上述模型反映了變量間的短期波動規律。

五、計量結果分析與建議

本文實證分析了預期收入差距、人力資本存量、城市化率和二三產業占GDP比重等對江蘇省農村剩余勞動力轉移的影響，結合協整方程和誤差修正方程，我們可以得出一些有意義的結論和政策建議。

首先，上期收入差距對本期剩余勞動力轉移的短期影響系數為0.1，即收入差距每上升1%，出口增長0.1%，小于長期0.16%。這說明，短期的收入差距需要若干期的同向調整后達到協整方程顯示的均衡水平，城鄉收入差距對勞動力轉移的影響是一個長期的過程。政府應該制定出長期有效的惠農政策，縮小城鄉收入差距，如加強對農業基礎設施的建設、完善農村金融服務體系等。而在短期內，可以根據需要出臺階段性政策引導農村剩余勞動力有序轉移。

其次，即期的人力資本存量對剩余勞動力轉移的影響系數為2.24，即人力資本存量每增加1%，剩余勞動力轉移增加2.24%，高于長期的1.41%。原因可能在于:勞動力在短期接受職業培訓后，獲得了相應的技術，轉移能力加強。但長期來看，勞動力原先學得的技術因技術的進步而落后，他們最終被新進入者取代。所以，政府在大力發展農村教育的同時，應該注重對剩余勞動力的短期職業培訓;轉移出的勞動力要不斷學習新的技術才能獲得長期的競爭優勢。

最后，二三產業占GDP的比重短期內對剩余勞動力轉移的影響不顯著，長期內與剩余勞動力轉移呈負相關關系。這可能與江蘇省的產業結構有關，第三產業的比重不高，2008年第三產業占江蘇省GDP比重只有38.1%，與其他發達省份相比，仍有一定差距。而第三產業的發展可以有效促進農村剩余勞動力轉移。也可能因為技術進步是二三產業比重增加的主要原因，而技術進步并沒有擴大二三產業的就業容量，甚至減少了勞動力的需求量，但這有待于進一步的研究。

參考文獻:

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