農村剩余勞動力轉移對全要素生產率的影響研究

張海波

（中南財經政法大學 統計與數學學院，武漢 430073）

農村剩余勞動力轉移對全要素生產率的影響研究

張海波

（中南財經政法大學 統計與數學學院，武漢 430073）

在我國，農村剩余勞動力的轉移一直陪伴著國家工業化、現代化的過程。根據經典的二元經濟理論，勞動力的轉移對國家的經濟增長和全要素生產率的增長有著重要的影響。文章運用隨機前沿生產函數法以及改進的比較勞動生產率法分別對我國各地區的全要素生產率增長水平及農村剩余勞動力進行估算，利用估算的數據建立面板回歸模型從實證角度分析農村剩余勞動力轉移對全要素生產率增長的影響，并據此提出政策建議。

農村剩余勞動力；全要素生產率；隨機前沿生產函數

0　引言

改革開放35周年來，我國在世界地位迅速崛起，綜合國力不斷提升，實現了快速的經濟增長。國內外許多學者認為經濟增長的源泉是全要素生產率的持續提高，而資源的優化配置對全要素生產率的增長有較深刻的影響，其中勞動力資源的流動轉移是一個重要的因素，這在發展中國家尤為如此。

在我國，農村剩余勞動力的轉移一直陪伴著國家工業化、現代化的過程，農業就業人數從1978年的28318萬人下降到2013年的24171萬人，占總勞動力的比例從70.5%降到31.4%。農村剩余勞動力轉移是我國經濟發展的重要途徑，實現國家繁榮富強，民族復興的重要舉措。因此，在當前新型城鎮化的趨勢下，隨著“劉易斯拐點”的漸近，研究分析農村剩余勞動力轉移對全要素生產率增長的影響有著重要的理論意義和現實意義。

1　全要素生產率和農村剩余勞動力的估計

1.1全要素生產率的估計

1.1.1隨機前沿生產函數模型的設定

本文建立基于超越對數生產函數的隨機前沿模型。對于隨機誤差項v的分布采用通常的做法，假定為服從均值為0的正態分布。具體模型表達如下：

其中，y是產出，x是投入要素，i是區域變量，t是時間變量，m，n表示投入要素的類型資本K和勞動力L。v，u相互獨立，且獨立于其他變量。

設定反映區域差異的技術無效率模型如下：

本文采用極大似然一步估計法，利用frontier4.1軟件對隨機前沿生產函數模型進行參數估計。

技術效率水平TE可從模型估計結果中直接獲取，技術效率的變化率可通過下式計算：

估計出模型參數后，技術進步率可通過下式計算：

全要素生產率增長率

1.1.2數據來源及處理

（1）產出（Y）

本文以各省、自治區或直轄市1978年到2012年的生產總值來度量各地區的產出水平，記為Y。為了消除通貨膨脹的影響，利用GDP平減指數將各地區生產總值換算成1978年的價格，單位億元。

（2）資本存量（K）

采用當前學術界較常用的永續盤存法對資本存量進行測算，公式如下：

其中，K表示資本存量，I表示當年資本增加，δ表示折舊率，i為地區變量，t為時間變量。

選取孫輝等（2010）[1]估算的中國各地區資本存量數據中1978年的資本存量作為本文的初始資本存量。

參考張軍（2004）[2]的做法，采用各地區固定資本形成總額來度量各地區的當年資本增加額。同時，利用固定資產投資價格指數將其換算成以1978年價格計算的固定資本形成總額。1992年之后的固定資產投資價格指數來源于國家統計局，1991年之前的固定資產投資價格指數由單豪杰（2008）[3]估算的固定資產投資平減指數代替。

折舊率本文參考孫輝等（2010）[22]的做法，選取為6%。

資本存量變量記為K，1978年價格，單位億元。

（3）總勞動力（L）

本文以各省、自治區或直轄市1978年到2012年的地區就業總數來度量各地區的勞動力投入水平，記為L，單位萬人。

除上述提到的來源于有關文獻的數據外，其他數據均來源于國家統計局、《新中國60年統計資料匯編》以及各地區統計局。

1.1.3估計結果及其分析

（1）模型估計結果

采用極大似然一步估計法，利用frontier4.1軟件對由式（1）和式（2）組成的隨機前沿生產函數模型進行估計，估計結果如表1所示。

表1　隨機前沿生產函數模型估計結果

從估計結果表1可以看出，隨機前沿生產函數模型具有較好的統計性質，t檢驗顯示絕大部分參數都在1%的水平上顯著，對數似然比檢驗拒絕了不存在技術無效的原假設，表明模型假設存在技術無效的正確性。另外，效率方程的各項系數均顯著有效，表明技術效率水平在區域間存在顯著差異，且技術效率水平按東部、中部、西部逐漸降低。

（2）結果分析

利用表1的估計結果，結合式（3）、（4）和（5）計算各區域的平均全要素生產率指數、技術效率水平和技術進步指數，見表2。

表2　各區域平均全要素生產率指數、技術效率水平和技術進步指數

由表2可以看出：第一，各區域各指數的總體變動趨勢與全國平均水平基本一致。第二，各區域各指數間存在顯著差異。全要素生產率指數、技術效率水平及技術進步指數均按東部、中部、西部逐漸下降。尤其是技術效率水平的差異最為顯著，平均技術效率水平東部為0.9966，中部為0.7292，西部為0.6329。

1.2農村剩余勞動力的估計

1.2.1農村剩余勞動力測算模型

農村剩余勞動力具體測算模型表達如下：

其中，r表示價格調整系數，即農業品和社會綜合產品的交換價格比例，LS表示農業剩余勞動力，L1表示實際農業從業人數，GDP1表示農業增加值，V表示社會平均勞動生產率，GDP表示國內生產總值，L表示全社會從業人數。

價格調整系數r的計算如下：

根據國家統計局相關資料，1952年我國勞均播種面積為0.8158公頃，基本維持滿負荷工作。[4]因此，本文假設1952年我國不存在剩余勞動力，此時農業部門勞動生產率等于社會平均勞動生產率，則有下式成立：

另外，當社會產品全部為農業品時，應當有r=1，隨著農業產品份額的下降，r將逐漸上升。同時，本文的產出數據均按1952年價格計算。因此，可根據農業產出份額進行差值處理，得出以下價格調整系數的計算公式：

其中，α表示農業產出份額。

本文定義的農村勞動力剩余率具體計算公式如下：

其中，LSR表示農村勞動力剩余率。

1.2.2數據來源及處理

（1）總產出

本文以各省、自治區或直轄市1978年到2012年的地區生產總值來度量各地區的總產出水平。為了消除通貨膨脹的影響，利用GDP平減指數將各地區生產總值換算成1952年的價格，單位億元。

（2）農業產出

本文以各省、自治區或直轄市1978年到2012年的第一產業生產總值來度量各地區的農業產出水平。為了消除通貨膨脹的影響，利用第一產業GDP平減指數將各地區生產總值換算成1952年的價格，單位億元。

（3）總勞動力

本文以各省、自治區或直轄市1978年到2012年的地區就業總數來度量各地區的總勞動力投入水平，單位萬人。

（4）農業勞動力

本文以各省、自治區或直轄市1978年到2012年的地區第一產業就業人數來度量各地區的農業勞動力投入水平，單位萬人。

以上數據均來源于國家統計局、《新中國60年統計資料匯編》以及各地區統計局。

1.2.3估計結果及其分析

根據式（7）、（9）、（10）對我國各地區農村剩余勞動力及剩余率進行測算，測算結果如表3所示。

由表3可以看出：第一，改革開放以來，全國及各區域的農村剩余勞動力數量總體上均呈上升趨勢，各年的平均農村剩余勞動力分別為全國15541.55萬，東部5678.03萬，中部4584.30萬，西部4905.14萬。第二，各區域間的農村剩余勞動力數量存在明顯差異，其中東部農村勞動力剩余量最多，其次是西部，而中部農村剩余勞動力數量最少。第三，各區域的農村勞動力剩余率均呈現出波動的趨勢，與改革初期相比，東部近年的剩余率略微下降，其他區域的剩余率均高于改革初期水平。

2　實證分析

2.1面板數據模型的設定

本文將我國1978—2012年29個地區的數據按行政區域劃分為東部、中部、西部三個區域，分別建立面板回歸模型對研究的問題進行分析。具體模型如下：

其中，i是地區標識，t是時間變量，tfp表示全要素生產率增長，表示農村剩余勞動力轉移，u是獨立同分布的隨機擾動項，α表示地區效應，β為解釋變量系數。具體進行面板數據回歸時，采用去除百分比的數據。

本文為了避免選取控制變量的隨意性，借鑒干春暉等（2011）[5]的做法，引入全要素生產率增長和農村剩余勞動力轉移的交互項對其他影響因素進行控制，從而面板數據模型變為：

同時，對式（20）進行差分處理消除個體效應，得到差分模型：

2.2模型估計結果

本文將我國劃分為東部，中部、西部三個區域，利用面板廣義矩估計對面板回歸模型進行估計，估計結果見表4。

表4　模型估計結果

表4中各項J統計量p值表明選取的工具變量不存在過度識別，模型的估計結果是合理的。從模型的估計結果來看，各項回歸的β1和β2的值均大于零且顯著，表明三個區域的農村剩余勞動力轉移均對全要素生產率增長有著顯著的促進作用，且農村剩余勞動力轉移與其他因素的相互影響也能促進全要素生產率的增長，只是在不同區域這種作用存在一定程度的差異。這可能是因為我國區域間的經濟發展不平衡，技術水平及生產效率水平存在差異，產業結構不一致以及勞動力資源配置情況的差異等原因。另外，各項回歸的值大于1，這意味著農村剩余勞動力轉移對全要素生產率增長的影響不僅取決于農村剩余勞動力轉移本身，而且還與全要素生產率增長速度相關。當全要素生產率下降速度較快時，農村剩余勞動力的逆向轉移對全要素生產率增長的抑制作用不明顯，當全要素生產率增長時，農村剩余勞動力的逆向轉移對全要素生產率的增長具有明顯的抑制作用。

由表4的計算結果可以看出，總體上農村剩余勞動力轉移對我國全要素生產率增長具有正面作用，但是這種作用存在地區差異。我們可以看到，東部農村剩余勞動力轉移的效應最大，其次是西部，再次是中部。這可能主要是因為農村剩余勞動力轉移的效應主要與產業間生產效率的差異和農業部門的就業比例及規模相關，而東部地區產業間的生產效率差異最大，西部地區的農業部門就業比例及產出比例最大。

3　結論與建議

（1）改革開放以來，全國及各區域的農村剩余勞動力數量總體上均呈上升趨勢，各年的平均農村剩余勞動力分別為全國15541.55萬，東部5678.03萬，中部4584.30萬，西部4905.14萬。各區域的農村勞動力剩余率均呈現出波動的趨勢，與改革初期相比，東部近年的剩余率略微下降，其他區域的剩余率均高于改革初期水平。

（2）當不存在資本流動障礙，資本要素不存在錯配時，TFP增長率僅與勞動錯配系數的變化率，部門年均產出份額及勞動產出彈性相關。隨著農村剩余勞動力的轉移，勞動力錯配情況改善速度的加快，全要素生產率的增長也加快。

（3）三個區域的農村剩余勞動力轉移均對全要素生產率增長有著顯著的促進作用，且農村剩余勞動力轉移與其他因素的相互影響也能促進全要素生產率的增長，但是這種作用存在地區差異，東部農村剩余勞動力轉移的效應最大，其次是西部，再次是中部。農村剩余勞動力轉移對全要素生產率增長的影響不僅取決于農村剩余勞動力轉移本身，而且還與全要素生產率增長速度相關。

根據本文的研究提出以下政策建議：

（1）加大R&D投入，提高技術效率水平

政府有必要出臺相應的促進技術創新和進步的政策，加大R&D投入，加強對科研人員的培養，提高國家整體的技術效率水平。鑒于中、西部地區在全要素生產率水平、技術效率水平及技術進步上都落后于東部地區，因此在政策上應當給予中、西部地區更多的傾斜。

（2）加快農村剩余勞動力的轉移

本文研究發現農村剩余勞動力轉移對全要素生產率增長有著顯著的促進作用，因此，我們應當采取相應的措施以加快農村剩余勞動力的轉移，促進我國全要素生產率的增長，例如調整農村土地政策；改革戶籍管理制度；建立城鄉統一的勞動力市場等等。

[1]孫輝，支大林.對中國各省資本存量的估計及典型性事實：1978—2008[J].廣東金融學院學報，2010,（3）.

[2]張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質資本存量估算：1952-2000[J].經濟研究，2004,（10）.

[3]單豪杰.中國資本存量K的再估算：1952—2006年[J].數量經濟技術經濟研究，2008,（10）.

[4]雷武科.中國農村剩余勞動力轉移研究[M].北京：中國農業出版社.2008．

[5]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響[J].經濟研究，2011,（5）.

（責任編輯/易永生）

F240

A

1002-6487（2016）22-0098-04

張海波（1963—），男，湖北公安人，博士，副教授，研究方向：經濟統計。