作为非正式部门的乡镇企业与就业的关系研究，本文主要内容关键词为：乡镇企业论文,部门论文,关系论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
自20世纪50年代以来，乡镇企业在中国逐步发展成为一类独特的部门。它们不仅缺乏正规的制度安排，其产权也难以界定。从名称上就可以看出，乡镇企业一般位于农村地区。同其他类型的企业相比，它们与地方经济的联系更加紧密。尽管中央政府对于乡镇企业的支持一直较少，但乡镇企业已经发展成为中国经济必不可少的一个组成部分。在中国工业化的进程中，它们已经并将继续发挥重要的作用。据统计，2002年，中国乡镇企业的总产出为3.24万亿元，约占中国GDP的1/3。全国农村经济54.2％的贡献来自乡镇企业。就出口额而言，2002年中国乡镇企业的出口额达到1.16万亿元，占当年中国出口总额的42.9％(国家统计局，2003)。事实上，许多地方政府的财政收入主要来源于乡镇企业。
国外文献主要侧重对乡镇企业的演化、发展道路和制度框架等方面进行研究(Bowles和Dong,1999; Jin和Qian,1998; Putterman,1997)，很少注意到乡镇企业吸纳劳动力的作用。笔者认为，乡镇企业在创造就业机会中扮演着不可替代的角色。对于拥有2亿多农村剩余劳动力(Zhou等，1992)和0.8亿～1亿流动人口(Wan,1995)的中国来讲，针对这一问题的研究之少让人遗憾。中国经济在过去25年里有了惊人的增长，乡镇企业功不可没。另外，第三产业发展的滞后也提示我们，大力发展乡镇企业在相当长的时间内将成为缓解中国失业问题和大中城市新增移民压力的主要途径。加强对乡镇企业劳动力吸纳能力的研究无疑具有重要意义。
二、作为一个非正式部门的乡镇企业
乡镇企业是一个非正式部门吗？要回答这个问题需要对“非正式”一词做出准确的界定。尽管这个词使用非常广泛，但对其准确定义和解释还没有取得一致的意见，学术界对于这个概念的理解甚至大相径庭(Sindzingre,2004)。
Hart(2004)是这一概念的提出者，他认为生产活动在收入和雇工方面的不确定性是“非正式”的主要特征。换句话说，只要某一产业或者部门的经济活动伴随着高度不稳定的收入和极其脆弱的就业条件(特别是员工的岗位缺乏稳定性)，它就可以被认为是非正式部门的一部分。Chen(2004)称持这种观点的学者为二元论者。根据Chen的观点，法律学派强调不具备或者不遵守法律和规章制度是“非正式”的主要特性，不合法意味着未注册或者逃避纳税和其他成本，如职工养老金或保险金(OECD,2002)。按照这一定义，只要政府对其监管的难度大、成本高，非正式部门就将继续存在下去。而结构主义者认为，非正式部门是那些努力削减成本的小企业，它们的存在增加了部门内企业的竞争力。根据这种观点，正式和非正式部门是互补的，它们能长久共存(Chen,2004)。
应该指出，一些乡镇企业经过了多年的发展已成为规范的大公司。但是，我们必须从整体上看待乡镇企业。另外，抛开其历史渊源分析乡镇企业也是不合理的。当从规模、契约安排、管理水平、拥有的人力资本等方面对乡镇企业进行考察时，我们完全可以把乡镇企业作为一个非正式部门(Sindzingre,2004)。目前，乡镇企业中，89％的地处乡村，9％的地处乡镇，只有2％的地处较发达的城镇和城市。大部分乡镇企业规模小，产值少，收入低，它们既没有先进的机器设备也没有掌握高技能的工人。这些都可被视为非正式部门的重要特征(Hart,2004)。
在一定程度上，许多乡镇企业都是大公司的加工厂或原料厂。所以，中国的乡镇企业符合结构主义者关于“非正式”的定义。中国乡镇企业的发展的确增加了国有企业进行改革以便提高效率的压力，这种潜在压力是现实而巨大的，越来越多的国有企业被农民企业家或乡镇企业主收购的事实已经说明了这一点。同时，乡镇企业不少员工的岗位是不稳定的，相当一部分人是季节性或临时性工人。乡镇企业与其员工之间常常没有契约。即便有的话，员工获得养老金或任何一种保险金的机会也比较少。有时，员工为了得到一份工作甚至还要交纳一定的保证金。另外，部分乡镇企业没有严格的会计制度和审计标准，偷税、漏税行为在乡镇企业屡见不鲜。这些都表明中国乡镇企业的经营行为是“不正式”的。
长期以来，中央政府和金融机构都没有给予乡镇企业足够的支持和关心。直到目前，中国仍然没有一个独立的部委来管理这个行业，惟一的相关政府机构是隶属于农业部的乡镇企业局，该局行政权力较小，还是一个事业单位。在乡镇企业发展之初，中央政府不是通过牺牲它的发展来支持国有企业，就是忽略它的存在。从这个角度出发，我们也可以说政策制定者确实将乡镇企业视为一个非正式部门。
除了法律学派之外，结构主义学派和二元论学派都认可在界定“非正式性”时应涉及就业问题。二元论者将吸纳剩余劳动力的多少作为评判“非正式性”的一项指标，结构主义者则强调降低成本是“非正式性”的基础，而乡镇企业的产生和发展恰恰是充分利用了中国农村的廉价剩余劳动力。事实上，乡镇企业已经吸纳了数量可观的劳动力。1978年改革开放之初，中国乡镇企业的劳动力人数仅占农村劳动力总量的2.7％，到了2002年，乡镇企业受雇人员达1.33亿。受雇的劳动力人数分别占全国和农村劳动力总量的18％和28.6％(国家统计局，2003)。在此期间，中国42.6％的新增劳动力受雇于乡镇企业(于立等，2004)。这些都说明中国乡镇企业的“非正式性”特征很明显。
近年来，乡镇企业创造就业机会的速度在减慢，甚至出现停滞，这已经引起了发展经济学家、大众和政策制定者的担忧。这种情况的出现无疑是由乡镇企业的发展速度放慢造成的，其增加值2000年后平均年增长率为10％，而在20世纪80年代初至90年代中期则超过15％(于立等，2004)。当然，乡镇企业逐步向资本和技术密集型方向发展，也是重要原因之一。无论怎样，我们都需要认真分析中国总体和内陆地区创造就业岗位的潜力，其中重点应放在乡镇企业吸纳劳动力的能力上。
三、模型的建立
为了分析乡镇企业的劳动力吸纳能力，我们利用29个省、市、自治区的面板数据(重庆数据并入四川省，西藏由于数据不完整而被排除在外)建立一个乡镇企业生产函数。为了使模型预设的概率最小化，我们使用扩展的Box-Cox模型：
Y[(λ)]=α+β[，1]X[，1][(θ)]+β[，2]X[，2][(θ)]+……+β[，k]X[，k][(θ)]+虚拟变量+U(1)
Y表示不同地区乡镇企业的产出(扣除物价变动的影响)，X[，1]、X[，2]……X[，k]表示各种投入要素，虚拟变量用来控制可能出现的异质性。在式(1)中，λ和θ代表转换系数，Y[(λ)]=Y[(λ)]-1/λ，X[，k][(θ)]=X[，k][θ]-1/θ。根据洛贝塔法则，λ趋向于0时，Y[λ]-1/λ的极限为LnY；X[，k][(θ)]也按同样的方法进行处理。模型(1)中涵盖了许多函数形式，包括在λ=0且θ=1时的半对数函数和当λ=θ=1时的标准线性函数。当λ=θ=0时，我们得到一个双对数函数或柯布—道格拉斯函数。如果λ=-1或θ=-1，有关变量将变成相应的倒数。显然，我们可以限制转换系数λ和θ分别为0、-1、1或者任意值，这样可以得到16个不同的函数形式。我们还可以令λ=θ且λ和θ取任意值。这样，根据式(1)至少可以得到17个不同的模型。最佳模型的选择可以使用标准的χ[2]检验，具体方法介绍见Wan(2004)。
本文所用数据来自1996～2003年《中国乡镇企业年鉴》，投入变量的选择取决于我们使用的因变量。当因变量为总产出时，能源和中间投入应包括在内。因为这些投入的数据不能获得，我们只能用净产出作因变量，这样一来，自变量需要包括资本和劳动力(Fu等，2003)。遗憾的是，我们只能获得1995年以后各个地区乡镇企业净产出或增加值的数据，这使我们不得不把时间跨度限定在1995年到2002年。基于以下两方面的考虑，我们认为这不会导致任何问题。因为样本容量是232(8年×29个地区)，这个容量是合理的；而且各地区乡镇企业发展水平差异非常大。所以，尽管截面数据的时间跨度较短，我们还是能用来分辨其长期的投入—产出关系的。实际上，由于早期乡镇企业数据的可信度较低(主要是虚夸产值)，我们使用近期数据应该更加合适。
我们先通过图形对数据进行初步分析。图1和图2分别描绘了劳动和资本存量与产出之间的相关关系，表示劳动力和产出之间的相关关系。图2显示，资本存量与产出之间的关系几乎不存在地区间的异质性，它看上去与时间序列数据相似。可是，图1表明不同地区(即不同的乡镇企业发展水平下)的劳动力—产出关系似乎并不相同。这些发现启示我们，在模型中只要允许劳动力产出弹性在东、中、西部有所不同即可，并不需要考虑资本产出弹性的异质性。换句话说，我们有必要引入地区虚拟变量并将它们与劳动力变量相交叉。因为面板数据的时间跨度很短，设立每个省份的虚拟变量是不明智的。实际上，图1和图2的结果显示也没必要这样做。因此，我们把中国分为东部、中部、西部3个地区并定义两个虚拟变量。
我们还认为，由于乡镇企业的发展日益趋向于资本和技术密集型，劳动力产出弹性有可能随时间而改变，这可以通过引入时间趋势变量与劳动力变量的交叉项来解决。这样一来，中国乡镇企业的生产函数可以被设定为：
Y[(λ)]=f(K，L，K×L，T×L，T，D[，1]，D[，2]，D[，1]×L，D[，2]×L)(2)
f表示式(1)给出的Box-Cox模型的函数形式，K表示资本存量，L表示劳动力投入，T表示时间趋势，D[，1]和D[，2]分别代表中部和西部的两个虚拟变量。值得注意的是，Box-Cox转换不能用于含有0或负观测值的变量。在模型估算时，我们发现对时间趋势变量进行转换也不可行。因此式(2)中的最后5个变量将以线性的形式进入生产函数。
由于篇幅所限，我们略去了生产函数的估算结果。不过，表1给出了17个模型的对数似然值。其中，第一列、第二列代表自变量和因变量的Box-Cox转换系数，例如，数据的第七行“0—1”表示在估算时，令λ=0，θ=1。最后一行“λ-θ”表示对转换系数不加任何约束。从表1还可看出，模型选择需要的χ[2]检验值等于非限制模型的似然值与限制模型的似然值之差的2倍。
表1 模型选择
模 型似然值χ[2]检验值P值
λ=θθ=λ
-3530.76 17.10
0.000
λ0-3522.39 0.360.549
λ1-3573.19 101.96 0.000
λ
-1-7096.55 7148.68 0.000
0 θ
-3529.52 14.62
0.000
0 0-3540.42 36.42
0.000
0 1-3684.57 324.72 0.000
0-1-9999.00 12953.580.000
1 θ
-3679.13 313.84 0.000
1 0-3856.41 668.40 0.000
1 1-3682.42 320.42 0.000
1-1-9999.00 12953.580.000
-1 θ
-4328.42 1612.42 0.000
-1 0-4328.42 1612.42 0.000
-1 1-4353.68 1662.94 0.000
-1-1-9999.00 12953.580.000
λθ
-3522.21
根据表1，“λ-0”模型是最佳选择，它的似然值与最灵活模型的似然值几乎相等。这个模型与经典的Box-Cox模型相似，模型的因变量需要进行Box-Cox转换，而自变量则以对数形式出现。使用对数转换后，可以得到：
Y[(λ)]=β[，0]+β[，1]LnK+β[，2]LnL+β[，3]LnT+β[，4]T+β[，5]D[，1]+β[，6]Δ[，2]+β[，7](D[，1]×L)+β[，8](D[，2]×L)(3)
模型(3)的估算结果见表2。模型质量可以由较高的t值绝对值体现出来。另外，大多数系数的估计值为正值，这与我们的预期一致。特别是西部地区虚拟变量和它与劳动力的交叉项显著，且为负值。中部地区虚拟变量和它与劳动力的交叉项均不显著。同时我们发现，时间趋势在常用的显著性水平上对于乡镇企业的净产出没有影响。这可能是由于样本的时间跨度较短，其间技术进步较小的缘故。时间趋势通常被作为技术进步的代理变量，而在短期内技术水平一般是不会发生显著变化的。
表2 模型估算结果
变量 估算参数t值 变量估算参数t值
D[，1] 0.079 1.559LogT-0.015
-0.2438
D[，2] -0.270-5.302D[，1][*]L
0.0001.139
T
0.020 1.161D[，2][*]L
0.0001.925
K
0.363 11.61Constant 0.9263.983
L
0.390 12.81
四、乡镇企业的劳动力吸纳能力
一旦生产函数模型建立起来，我们可以用两种方法来探索乡镇企业在劳动力吸纳方面的影响。劳动力需求函数可由生产函数推导出来，然后通过模拟来量化劳动力需求对价格或者劳动力需求对产出增长的反应(Wan,1996)。这个方法通常假设要素市场是充分竞争的，而且还需要有关价格的数据。遗憾的是，一方面，我们得不到价格数据；另一方面，尽管农村劳动力市场大致符合竞争这一假设，但资本市场缺乏竞争，因为中国农村缺乏正规的资本市场。我们采用的另一个方法是计算劳动力的产出弹性，并用它的反函数来分析由产出增长引起的对劳动力需求的变化。这个反函数可以被定义为劳动力吸纳弹性。这个方法尽管不够完善，但它足以达到我们的研究目标，并且十分简洁。
根据式(3)，我们能很容易地得到用E表示的劳动力产出弹性：
E=β[，2]/Y[λ](4)
由于相关虚拟变量的参数非常接近于0(见表2)，因此我们在求取E的表达式时没有考虑虚拟变量项。
依据式(4)得到两组计算结果。首先，使用中国东部、中部、西部三大地区的产出均值计算得到分地区的弹性；其次，使用全国的产出计算出各年的弹性。表3整体上显示出劳动力产出弹性围绕着0.6波动，这与相关文献中的研究结果是一致的(Wan,1996)。这个发现再次证明本文建立的模型是比较合理的。在产品市场完全竞争的条件下，这个弹性等于劳动力对产出的贡献份额。因为乡镇企业一直在竞争中生存，我们可以认为劳动力对总产出的贡献份额是逐年增长的，这可能主要是由工资增长而非劳动力数量增长引起的。
表3 劳动力产出弹性和劳动力吸纳弹性
地区产出弹性 吸纳弹性全国产出弹性 吸纳弹性
全国产出弹性 吸纳弹性
东部 0.63 1.60
1995年0.61 1.64 1999年0.62 1.61
中部 0.62 1.62
1996年0.61 1.63 2000年0.62 1.61
西部 0.60 1.67
1997年0.61 1.64 2001年0.62 1.60
1998年0.62 1.62 2002年0.63 1.60
从表3可以看出，沿海地区的劳动力产出弹性高于中部地区，中部地区则高于西部地区。较高的劳动力产出弹性意味着较高的劳动生产率，这也是企业生存和发展的保证。这些能用来解释为什么劳动力产出弹性会随着时间有所上升。
现在，我们来看劳动力吸纳弹性。20世纪90年代中期，中国乡镇企业的劳动力吸纳弹性几乎接近1.7，到2002年下降为1.6。也就是说，乡镇企业净产值每增加1％，就业岗位相应增加1.6％～1.7％。与工业化国家的发展历史相比，这个弹性是相当高的。这与乡镇企业作为就业岗位创造者的“非正式性”有关。由于缺乏技术和资金，乡镇企业主要依靠农村廉价的劳动力来增加产值。
显然，乡镇企业的劳动力吸纳能力一直在缓慢下降，它创造就业机会的能力在逐年几乎均等地下降。这种经验性规律刚好和事实相吻合，从而为考察中国乡镇企业创造就业的前景提供了一个理论基础。可以推测，造成乡镇企业劳动力吸纳能力下降的主要原因在于工资水平的上升和技术进步。工资水平的日益增长，使得劳动力被其他生产要素所替代；而技术进步往往导致资本有机构成的提高。当然，这两种因素的效应目前还不十分明显。
从表3可以看出，西部地区劳动力吸纳弹性为1.7，高于沿海地区1.6的水平。假设乡镇企业的产出以年均10％的速度递增，这0.1的差异就不能忽略不计。因此，推动内陆地区乡镇企业的发展不但能增加农民收入，而且能创造更多的就业机会。一般来说，中国流动人口主要是从内陆乡村流向沿海城市，短期的迁移对流动人口本身来说成本较高，同时也带来极大的社会成本。比如说，流动人口有时被认为是城市犯罪增加的原因之一。因此，支持内陆省份乡镇企业的发展，对于增加就业，维护社会安定都具有相当重要的意义。
必须指出，上述结论是在“保持其他因素不变”的情况下得出的。近年来，不少乡镇企业都以资本取代劳动力，资本和技术的重要性正在日益增长。这可以解释为什么近年来乡镇企业产值迅速增长，却没有拉动劳动力需求的相应增长。这也启示政府政策应向劳动密集型而不是资本或技术密集型乡镇企业倾斜，以推动缺乏资金的内陆省份的经济发展。
五、小结
本文运用Box-Cox模型对中国乡镇企业的劳动力吸纳能力进行了分析，这一模型能够有效地降低模型设定的误差，提高模型的拟合度。正如模型的统计性质和劳动力吸纳弹性结果显示的那样，最终选择的模型很好地描述了中国乡镇企业的生产过程。
我们的分析结果显示，乡镇企业吸纳劳动力的潜力很大，产出每增加1个百分点，就业可以相应增加1.6个百分点。依据这个估算结果，近年来乡镇企业产值增长率如果每年都超过10％，相应的应该带来16％的就业增长。这意味着乡镇企业每5年提供的就业岗位数量就能翻一番，当然，这种情况并没有出现，因为乡镇企业正日益趋向于资本密集型。换句话说，资本正在替代劳动力。政策制定者在做出有关乡镇企业的决策时，应该把这一点考虑进去。同时，建议后续研究能够将数据扩展到20世纪80年代初，那时乡镇企业基本上是劳动密集型的。这些后续研究有可能使我们对乡镇企业劳动力吸纳能力的变化趋势形成新的认识。