中國城鄉勞動力流動影響因素研究——理論模型與實證分析

蔡 武，陳望遠

（中山大學 嶺南學院，廣東 廣州 510275）

一、引言

隨著中國市場化和工業化的發展，農村人口的遷移權利不斷擴大，城市部門對勞動力的需求不斷增加，加之城鄉收入差距持續擴大，大批農民開始向城市非農產業謀求出路，城鎮化進程加速。這一方面擴大了內需，促進了經濟增長，加快了城鄉一體化發展，另一方面使得城鎮就業形勢日趨嚴峻。據人力資源和社會保障部統計，今后5年城鎮勞動力供求缺口每年將達到1300多萬，比“十一五”時期壓力更大。隨著體制改革和產業升級的進行，企業對勞動技能的要求也越來越高，“招工難”和“就業難”現象并存，城鎮結構性失業問題愈加凸顯。2012年初凸顯的“招工難”不僅出現在沿海發達地區，中西部等勞動力輸出大省也初見端倪。

然而，按照發達國家5% 的農村人口比例標準，我國農村剩余勞動力的轉移仍是一個長期的過程。因此，如何將城鄉收入差距控制在合理范圍內，引導農村勞動力有序有效流動，緩解農村勞動力遷移與城鎮失業的矛盾，已成為亟待解決的重要問題。其中，哪些關鍵因素將影響我國城鄉勞動力的流動是我們關注的重點。

近年來，對農村勞動力流動影響因素的研究取得了很大進展，許多學者從不同方面對其進行了解釋。Harris and Todaro(1970)[1]把預期收入差異作為遷移決策的主要因素，建立了著名的哈里斯-托達羅模型。Bhagwati et al.(1974)[2]通過哈里斯-托達羅模型分析了在特定部門粘性工資下的政策排名。Fields(1975)[3]也對其做了改進，增加除了預期收入之外決定城市失業率的其他因素，提出小幅度增加就業機會抑制城市失業率上升的同時不鼓勵農村人口大規模向城市流動的建議。Bencivenga et al.(1997)[4]運用逆向選擇模型，說明農村勞動力的流動均衡是制造業部門工資高于農村工資，但不再有失業工人留在城市非正式部門。Brueckner et al.(1999)[5]發現上升的城市土地租金降低了農村居民移入城市的激勵水平。Sandeep Mohapatra et al.(2007)[6]運用Probit模型對中國勞動力轉移的實證表明，農村個體企業的發展有利于勞動力轉移。吳忠民、姚樹潔(2003)[7]指出收入差異對于遷移僅僅是一個貨幣激勵因素，移民成本、人口壓力、城市就業以及鄉鎮企業的就業機會等是影響遷移的其他重要因素。苗瑞卿等(2004)[8]提出戶籍改革是促進農村勞動力轉移的最主要途徑。李勛來等(2005)[9]從轉移能力的視角定量分析了影響農村勞動力轉移的因素。王春超(2005)[10]研究了城鄉收入差異、就業聚集效應對農村勞動力轉移的影響，認為收入差異不是影響勞動力轉移的主要原因，地區就業集聚形成的社會信息網絡對農民外出就業的幫扶效應顯著地影響著農民的遷移行為。盧向虎等(2006)[11]以托達羅模型為基礎，對改革以來的中國農村人口城鄉遷移規模進行了實證分析。程名望等(2007)[12]實證發現，農業經濟增長和農業資本投入對農村勞動力轉移有促進作用。黃志嶺(2009)[13]對哈里斯-托達羅勞動力遷移模型進行了修正。黃國華(2010)[14]從成本變動與市場需求角度探討了影響農村勞動力轉移的因素。田新民等(2010)[15]運用城市最適人口理論解釋了農村勞動力遷移、城鄉差距與城鄉兩部門經濟效率之間的關系。林善浪等(2010)[16]分析了年輕、成長、成熟與擴大等家庭生命周期階段對農村勞動力轉移的影響。張世偉等(2009)[17]運用生存分析法研究了影響農村勞動力流動性的因素。

綜上，以往相關文獻大多是從現期成本-收益以及推-拉理論的角度來實證分析單一或多個因素對農村勞動力轉移的影響，少有文獻從預期的角度對農村勞動力轉移動力進行全面系統的分析以及具備理論模型的支撐。有鑒于此，本文嘗試結合中國實際情況，對哈里斯-托達羅模型的基本假設進行修定，從農民追求預期凈收益現值最大化出發，運用動態宏觀經濟學的遞歸方法，推導出均衡條件下新的中國城鄉勞動力流動影響因素的理論模型，并采用動態面板計量方法全面系統地檢驗城鄉實際收入差距、城鎮失業率等諸多因素對城鄉勞動力流動的影響方向和程度。

二、城鄉勞動力流動理論模型

本文首先在哈里斯-托達羅模型 (H-T模型)的基礎上，結合中國實際情況對模型的基本假設進行修定，推導出均衡條件下中國城鄉勞動力流動影響因素的理論模型，詳細探討各影響因素對城鄉勞動力流動的作用。

（一）模型的基本假定

1.勞動力市場雙重分割。經濟分為城鎮和農村兩個部門，由于戶籍等城鄉二元體制的存在，兩個部門勞動力市場處于分割狀態。城鎮經濟又分為政府控制的正規部門和市場主導的非正規部門，農村勞動力由于技能限制，只能自由進入市場主導部門。H-T模型是以城鄉統一的勞動力市場為前提的。

2.工資率內生決定。勞動力市場均衡及其決定的均衡工資率只存在于各個分市場。城鎮工資是一個由勞動力市場供求狀況決定的內生變量，與H-T模型中政府外生最低工資不同；農村存在大量剩余勞動力，與 H-T模型假定農村不存在剩余勞動力不同，農村實際工資短期視為固定不變。人口自然增長率為零。

3.農村遷移者追求預期凈收益現值最大化。農民的遷移決策是一種理性行為，而非H-T模型認為的盲目行為。他們考慮的是流動后的預期凈收益流的貼現值，因而會考慮進城的成本，包括遷移、搜尋、生活和心理成本以及就業和工資歧視等成本，H-T模型只考慮了遷移成本，忽視了其他流動成本，如城市就業風險成本和城鄉懸殊的生活費用。當預期城鎮收益高于農村實際收益時，遷移將會持續進行，否則會重新回流至農村，直至預期城鎮收益與農村實際收益相等，即城鄉勞動力市場共同均衡時，遷移才會最終停止。

（二）模型的推導

假定農村和城鎮部門的生產函數均為規模收益不變的C-D生產函數。短期內，農村部門采用既定數量的土地和勞動力Lr生產，城鎮部門采用既定總量的資本和從業勞動力Lu生產。農村部門的生產函數為城鎮部門的生產函數為F′>0，F″<0。由于城鎮勞動力市場是完全競爭市場，因此，城鎮就業的實際工資收入把外生既定變量的乘積看做常數A，可知設定城鄉總勞動力稟賦為，初始農村勞動力稟賦為，永久性城鎮勞動力為。均衡條件下農村剩余的勞動力數量為Lr；城鎮總勞動力數量為Lu，是永久城鎮勞動力和遷移勞動力之和。城鎮總勞動力數又可分為城鎮失業人數S和實際就業人數G。于是有等式:

假定單位時間內在城鎮勞動力市場就業的農村勞動力的隨機失業概率為n，0

兩式均令Δt→0，取極限，使用洛必達法則，可得:

聯立上述兩個方程，又可得:

因此，來自農村的流動勞動力對城鎮凈收益的預期為:

當城鎮失業人數與就業人數處于動態平衡時，城鎮勞動力市場處于均衡穩定狀態，此時有:

農村勞動力在農村獲得的實際凈收益設為Wr，而農村實際工資收入為固定的，因此農村勞動力向城鎮遷移的數量設為Mr。我們知道，一定時期內的城鄉勞動力遷移量Mr是城鄉預期凈收益差異的函數，也即。 只要 V（0）≥0，遷移就會持續發生。當時，微觀上，農村勞動力流動個體的預期收益等于預期流動成本，達到流動均衡；宏觀上，農村勞動力向城鎮的遷移量和回流量達到動態平衡，城鎮和農村勞動力市場達到共同均衡。

（三）模型的基本結論

三、實證檢驗過程

上述理論模型詳細分析了均衡條件下城鄉實際收入差距、城鎮失業率等諸多因素對城鄉勞動力流動的影響方向，下面將從實證的角度全面系統地檢驗上述各影響因素對城鄉勞動力流動的作用方向和程度。

（一）變量、指標與數據來源

1.變量說明

影響城鄉勞動力流動M的因素可分為流動源頭、流動渠道、流動空間和流動成本4個方面。

（2）流動渠道是指代表城鄉勞動力市場逐步統一完善的制度變遷指數T，即模型中的城鄉間勞動力流動度，它是影響城鄉勞動力流動的重要因素。長期以來，由于戶籍分割，農村勞動力在城鄉間的流動受到約束，在城鎮勞動力市場受到就業機會、工資報酬和福利等方面的歧視。制度的逐步放開將減小對城鄉勞動力流動的約束，并改善農民工被歧視和邊緣化的處境，提供充分的就業機會和信息，有利于促進城鄉勞動力流動。

（3）流動空間是指吸納農村勞動力就業的容量，包括非農產值比f和全社會固定資產投資率i。非農產值比代表工業化水平，固定資產投資率作為物質資本積累，是工業化的重要推動力。非農產值比和固定資產投資率的提高，特別是其中第三產業比重的上升會增大城鎮就業機會，擴大居住空間，為吸納農村勞動力轉移就業提供持久動力。

（4）流動成本會阻礙城鄉勞動力遷移，包括代表城鎮就業風險成本的城鎮失業率n和衡量生活成本變動的城鄉消費水平差距C。

實證研究選取城鄉實際收入差距R、城鎮失業率n、城鄉消費支出比C、制度變遷指數T、農業比較勞動生產率rb、農村工業化率ri、非農產值比f和全社會固定資產投資率i作為城鄉勞動力流動率M的解釋變量，其中M、R、n、C、T在理論模型中已有涉及。

2.指標與數據來源

城鄉勞動力流動率M定義為各年城鄉間勞動力流動總量與當年農村從業人數的比值。城鄉間勞動力流動人數，即城鎮從業人數減去城鎮職工人數得到的進城農民工數；城鄉實際收入差距R用城鎮居民家庭人均可支配收入與農村居民家庭人均純收入之比表示 （以1978年為基期消除了消費價格指數的變動影響）；城鎮失業率n用城鎮登記失業率近似表示，反映城鎮勞動力市場的就業情況；城鄉消費支出比C用城鎮居民人均消費支出與農村居民人均消費支出比表示；制度變遷指數T主要指戶籍制度并以此為基礎建立起來的就業、社會保障和農地流轉等制度，制度變遷過程也就是城鄉勞動力市場發育完善的過程。本文借鑒王文博等(2002)[18]的方法，將非國有部門就業率、城市化率、市場化分配資源比重、勞動力自由流動度4個指標通過主成分分析將其綜合為一個指標來間接考察制度因素的影響，該指標值自改革開放以來一直增大，表明城鄉勞動力市場逐步完善統一；農業比較勞動生產率rb為農業的產值比重與其就業比重的比率；農村工業化率ri用鄉村非農就業人數占鄉村從業人數比表示；非農產值比f用第二、三產業產值占GDP比重衡量；全社會固定資產投資率i用全國固定資產投資額的GDP占比反映。

為增加樣本容量和估計的可靠性，本文使用1996～2009年全國29個省市區 （除西藏和重慶）的Panel數據，各變量指標均采用比率或指數，所需數據來自歷年《中國農村統計年鑒》和中國統計年鑒數據庫，計量分析工作在Stata10.0軟件上實現。

（二）實證分析過程

經濟變量大都具有非平穩性,對非平穩序列直接回歸會造成偽回歸，因此本文首先對各變量的面板數據進行單位根檢驗,考察變量的平穩性。如果變量同階單整，則對各變量序列進行協整檢驗，以確定變量之間的長期均衡關系，并在協整關系的基礎上，進行回歸分析。

1.面板數據單位根檢驗

為避免單一檢驗方法的缺陷，提高檢驗結果的可靠性，本文針對變量數據生成的特點采用 ADF檢驗法、PP檢驗法、LLC 檢驗法、Hadri檢驗法4種方法進行面板數據的單位根檢驗，并對結果進行綜合比較，檢驗結果見表1。

表1 城鄉勞動力流動及各影響因素的面板單位根檢驗結果

表1給出了各變量水平值的面板單位根檢驗結果，顯示城鄉勞動力流動率、城鄉實際收入差距、城鎮失業率、城鄉消費支出比、制度變遷指數、農業比較勞動生產率、農村工業化率、非農產值比和全社會固定資產投資率都沒有完全通過ADF、PP、LLC檢驗和Hadri檢驗標準。其中，城鄉勞動力流動率M、城鄉實際收入差距R、農業比較勞動生產率rb和固定資產投資率i的ADF、PP、LLC檢驗結果均不顯著，接受了原不平穩的假設；城鎮失業率n、城鄉消費支出比C、制度變遷指數T和農村工業化率ri在ADF、PP、LLC檢驗中統計量均不顯著，接受了原不平穩的假設，在Hadri檢驗中統計量顯著，拒絕了原平穩的假設；非農產值比f的ADF檢驗結果不顯著，接受了原不平穩的假設，Hadri檢驗結果反而顯著，拒絕了原平穩的假設。以上檢驗結果表明，城鄉勞動力流動率、城鄉實際收入差距、城鎮失業率、城鄉消費支出比、制度變遷指數、農業比較勞動生產率、農村工業化率、非農產值比和全社會固定資產投資率的水平值都具有一定程度的非平穩性。

對上述變量水平值一階差分后再進行檢驗，結果見表2。

表2 城鄉勞動力流動及各影響因素差分后的面板單位根檢驗結果

表2給出了城鄉勞動力流動率、城鄉實際收入差距、城鎮失業率、城鄉消費支出比、制度變遷指數、農業比較勞動生產率、農村工業化率、非農產值比和全社會固定資產投資率差分后的面板單位根檢驗結果，顯示上述各變量一階差分后的ADF、PP、LLC檢驗結果均顯著，都能拒絕原不平穩的假設，Hadri檢驗結果均不顯著，都接受了原平穩的假設。以上檢驗結果表明，雖然上述各變量的水平值是非平穩序列，但其一階差分都是平穩序列，可以對各組變量進行協整檢驗確定它們之間的均衡關系，以保證回歸分析結果的有效。

2.面板數據協整關系檢驗

上述變量同階單整，滿足協整檢驗的前提。為增強結果的穩健性，本文分別采用Pedroni(包括面板和組間檢驗法)和Kao方法共8種檢驗法對上述變量進行以城鄉勞動力流動為基準的面板數據的協整系統檢驗，以探究它們之間是否具有長期穩定的均衡關系，協整關系檢驗結果見表3。

從檢驗結果可知，pedroni方法下，假設不同截面具有相同自回歸系數的Panel v統計量不顯著，認為變量之間沒有協整關系，而pane1 rho、Panel PP和 Panel ADF的檢驗結果都拒絕了面板中不存在協整關系的原假設，表明變量之間存在顯著的協整關系；假設不同截面具有不同自回歸系數的Group rho、Group PP和Group ADF的檢驗結果都接受了變量之間具有協整關系的結論；Kao統計量也進一步支持了變量之間存在顯著的協整關系。8個統計量中有6個統計量表明變量之間存在協整關系，因此總的來說，我們認為各影響因素與城鄉勞動力流動之間存在長期穩定的均衡關系。

3.計量模型的構建與估計

由上述分析可知，城鄉勞動力流動與各影響因素之間存在協整關系，對于具有協整關系的變量之間可以進行回歸分析，以便進一步研究變量間相互影響的程度。

考慮到變量間可能存在內生性問題，OLS分析無法考察這種復雜的數量關系。為穩健起見，本文使用動態面板數據模型(DPD)對城鄉勞動力流動與各影響因素的關系進行估計，以有效克服變量之間的內生性問題，因此因變量的一階滯后項M-1也納入了估計方程，用以反映經濟系統的動態性與連續性，考察城鄉勞動力流動率前后兩期的變動趨勢。根據上述分析，建立下列城鄉勞動力流動率M影響因素的動態面板回歸方程:

為減小異方差，借鑒新古典增長模型，我們對此回歸方程的函數f（）采用廣義C-D生產函數形式，兩端各變量均取自然對數后變換為對數線性模型作為本文最終實證計量模型，估計系數表示解釋變量對被解釋變量的彈性:

表3 各影響因素與城鄉勞動力流動的面板協整檢驗結果

為解決滯后項與誤差項的內生性問題，采用GMM法進行估計，估計結果如表4所示。

表4 城鄉勞動力流動與各影響因素關系的動態面板回歸結果

4.估計結果的分析與解釋

從表4的估計結果可以看出，解釋變量城鄉勞動力流動率滯后值LnM－1、城鄉實際收入差距LnR、城鎮失業率Lnn、城鄉消費支出比LnC、非農產值比Lnf、農業比較勞動生產率Lnrb和農村工業化率Lnri對被解釋變量LnN的影響較顯著，制度變遷指數LnT和全社會固定資產投資率Lni的擬合度較差，對被解釋變量的影響不顯著。具體如下:

（1）城鄉勞動力流動率受以往年份流動率LnM－1大小的影響，說明城鄉勞動力流動具有一定的慣性。

（2）代表城鄉就業相對經濟利益的城鄉實際收入差距LnR的影響系數為正，但數值本身偏小，說明適當的城鄉收入差距對農村勞動力流入城鎮會產生原始激勵，但隨著城鄉差距的不斷擴大，城鄉生活成本差距也拉大，轉移門檻提高，相對低收入的農村勞動力難以支付高昂的流動成本，反而不利于城鄉勞動力的持續流動。農民根據預期作出的遷移決策將越來越受到流動成本增量及決定其流動成本的政策或制度性限制因素的影響。

（3）代表城市潛在就業風險成本的城鎮失業率Lnn的系數是負值。城鎮失業率反映城市就業市場的勞動需求狀況，城鎮失業上升，加劇了城鎮就業競爭，農民工就業難度和風險加大，政府又藉此加大農民進城的就業壁壘，在一定程度上阻礙了城鄉勞動力流動。農民工由于制度和技能限制，大多只能進入市場主導的城鎮非正規行業，主要與一部分技能較低的城鎮下崗和待業人員存在就業機會沖突，形成就業崗位和行業的替代和競爭。

（4）基于價格變動的消費支出成本即城鄉消費支出比LnC的系數也是負值。城鄉懸殊的生活消費水平作為農民轉移就業的直接價格成本降低了相對較高的城市收入的實際效應，制約了農村勞動力向城鎮的流動。

（5）農業比較勞動生產率Lnrb和非農產值比Lnf的提高從推力和拉力兩方面促進了城鄉勞動力流動率的提高，而農村工業化Lnri吸納一部分農村勞動力本地非農就業，減緩了城鄉勞動力的流動。農業勞動生產率的提高和農村經濟的發展使得更多勞動力從農業中解放出來，為農村勞動力轉移到城鎮創造了條件；非農產值比的提高意味著城鎮勞動市場就業容量的擴大，為農村勞動力帶來就業機遇,對城鄉勞動力流動有明顯的拉動效應。

（6）制度變遷指數LnT和全社會固定資產投資率Lni的影響系數為正，但均不顯著。制度因素因慣性和利益沖突一直存在城市偏向和對農民工的歧視，但總的來說，逐步放開了對勞動力流動的約束，促進了城鄉勞動力的流動；可能因其中第三產業比重過低，亦或是技術進步和工業結構調整的原因，固定資產投資的擴大雖提高了產值，但提供的就業崗位卻沒因此擴大甚至縮小了，導致吸納農民工就業減少。

四、結論與政策建設

（一）結論

本文首先結合中國實際情況，對哈里斯－托達羅模型的基本假設進行修定，從農民追求預期凈收益現值最大化出發，運用動態宏觀經濟學的遞歸方法，推導出均衡條件下新的中國城鄉勞動力流動影響因素的理論模型，分析了各影響因素對城鄉勞動力流動的作用方向；然后利用中國29個省市區1996～2009年的面板數據，經單位根檢驗和協整關系檢驗，并采用動態面板計量方法全面系統地檢驗了各影響因素對城鄉勞動力流動率的作用方向和程度。研究結果表明:城鄉勞動力流動率的滯后值、城鄉實際收入差距的擴大、非農產值比和農業比較勞動生產率的提高促進了城鄉勞動力流動，但城鄉實際收入差距的影響系數值偏小；城鎮失業率、城鄉消費支出比的擴大和農村工業化則制約和減緩了城鄉勞動力流動；制度變遷和全社會固定資產投資率的提高對城鄉勞動力流動也有一定程度但不顯著的促進作用。

（二）政策建設

城鎮建設與農村發展是一個相互影響、相互促進的共贏體，因此應實行城鄉統籌發展戰略，將城鄉收入差距控制在適當范圍內，通過城鄉互動、同時吸納的模式，解決農民工就業問題，加快城鄉聯動共同發展。

一方面，應發揮城鎮的拉力作用。第一，保障、提高農民工在城市務工的工資收入，提高農民工進城務工的預期收益。第二，降低農民工在城市就業的各項成本。建立城鄉溝通的勞動力市場信息系統，培育城鄉就業協調的機制和環境，減少農民工就業信息費用，消除盲目流動的成本；降低城市日常生活消費支出，壓縮農民工城市生存成本；降低城鎮失業率，減小農民工就業的潛在風險成本，如優化非農投資結構，允許城市臨時設置社區便民服務部門、市容環境建設中的公益性部門等。第三，優化農民工就業的宏觀環境。加快城鎮非農產業發展，調整工業結構，提高第三產業投資和中小民營企業比重，增加城鎮就業機會，提高吸納農村勞動力的能力；保障農民工的合法權益，如消除戶籍、子女入學、就業機會等方面的歧視,提供城鎮醫療、失業保險等社會保障。

另一方面，應加快新農村建設。加快農村非農產業發展，優化鄉鎮企業，實行農業產業化經營，支持民工返鄉創業，引導勞動力向農村和農業內部流動，緩解城市就業壓力；加大農村基礎設施和科技投入力度，提高農業勞動生產率，增加農民務農收入，降低農業剩余勞動力規模；建立農村土地流轉和有償使用、轉讓制度，促進規模經營的發展；建立農村勞動力就業培訓體系，提高農村勞動力整體素質，增加農民城鎮就業機會。

此外，應加快戶籍與就業制度改革，逐步消除制度約束對勞動力流動的阻滯，建立城鄉統一的勞動力市場，利用市場力量調節城鄉間勞動力的雙向自由流動。

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