我国农村劳动力转移对经济增长的贡献分析，本文主要内容关键词为：经济增长论文,农村劳动力转移论文,贡献论文,我国论文，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。
经济产出规模的大小取决于生产要素投入数量的多少和要素生产效率的高低。从经济学角度看，生产要素从边际生产率较低的部门向边际生产率较高的部门流动是提高要素生产效率的重要途径之一，因而也是经济增长的重要源泉。如果农业部门劳动力的边际生产率低于非农业部门劳动力的边际生产率，劳动力从农业部门向非农业部门转移会提高劳动力的配置效率，并因此推动经济增长。所以，清楚地了解不同部门劳动力配置的边际生产率是理解劳动力配置结构变化对经济增长贡献的关键。
一、劳动力自由流动的作用
为了方便理解劳动力在地区（部门）间的配置，我们假定：一个国家由一个城市地区和一个农村地区组成；城市地区的经济活动为非农业活动，通称为现代经济部门，农村地区的经济活动为农业活动，通称为传统经济部门。如果政府对劳动力在地区之间的流动实行完全限制，则城市劳动力市场和农村劳动力市场相互独立，并且两个劳动力市场都具有各自的均衡。如果允许劳动力在地区之间的自由流动，则城市劳动力市场和农村劳动力市场相互融合，形成全国统一的劳动力市场。
根据新古典经济理论，劳动力在地区或产业之间流动根源于地区之间或产业之间的工资差距，劳动力流动可以消除这种差距，而差距的消除意味着劳动力在地区间或产业间的配置达到均衡。
现在考虑二元经济结构社会中农村与城市两个劳动力市场由封闭到开放的转变。为了简化讨论，我们假定劳动力从农村地区向城市地区转移的流动费用为零。图1描述了由工资率差异引起的劳动力从农村地区向城市地区流动对两个地区劳动力市场均衡的影响。D[，u]表示城市非农业部门的劳动力边际产出价值曲线，D[，r]表示农村农业部门的劳动力边际产出价值曲线。当然，它们同时也是两个部门的劳动力需求曲线。S[，u]和S[，r]分别表示在劳动力流动之前城市地区和农村地区的劳动力供给曲线。城市地区的局部均衡工资率Oa由于劳动力供给相对缺乏而较高，农村地区的局部均衡工资率Ob由于劳动力供给相对充裕而较低。
图1 流动费用为零的情况下劳动力流动与劳动力市场的均衡
城市地区开放劳动力市场后，农村与城市之间存在的工资率差异使得劳动力由农业部门向非农业部门流动。农业部门的劳动力供给曲线由S[，r]向左上方移动，非农业部门的劳动力供给曲线S[，u]向右下方移动，同时，农业部门的工资率由于劳动力减少而上升，非农业部门的工资率由于劳动力的增加而下降。劳动力从农业部门向非农业部门的流动直到两个部门的工资率达到相等时才会停止。此时，农业部门的劳动力供给曲线移动至S[，r]’的位置，非农业部门的劳动力供给曲线移动至S[，u]’的位置，劳动力市场的均衡工资率为w[，0]。农业部门转出的劳动力数量为（L[，r]-L[，r]’），非农业部门转入的劳动力数量为（L[，u]’-L[，u]）。
农村地区和城市地区都会因劳动力流出或流入而发生福利方面的变化。图1（b）中的阴影面积所表示的是城市地区因劳动力流入降低当地劳动力市场工资率而导致的企业福利增加的部分，图1（a）中的阴影面积所表示的是农村地区因劳动力流出提高当地劳动力市场工资率而导致劳动者福利增加的部分。也就是说，开放劳动力市场后，由工资率差异而引起的劳动力流动使得社会总福利得到明显增大。
二、测定不同部门劳动力配置边际生产率的方法
我们利用建立生产函数的方法来估计我国不同部门劳动力配置的边际生产率，并在此基础上评价农村劳动力转移对经济增长的贡献。
劳动力从农业部门向非农业部门转移对两个部门的影响是不同的。因此，需要将衡量国民经济产出规模的国内生产总值GDP分解为农业GDP和非农业GDP两个部分，并建立各自的生产函数。农业GDP是农业劳动力投入、土地投入和其他农业物质投入的函数，非农业GDP是非农业劳动力投入和资本投入的函数，其中，农村转移劳动力是非农业劳动力投入的组成部分。由于国内生产总值等于农业GDP与非农业GDP之和，因此，我们可以利用以下联立方程组模型评价农村劳动力从农业部门向非农业部门转移对国民经济产出规模的贡献：
AGDP=f（AL,AREA,AMI）（1）
NAGDP=f（UL,RTL,DEP）（2）
GDP=AGDP+NAGDP （3）
模型中，AGDP和NAGDP分别农业GDP和非农业GDP，AL表示农业劳动力，UL代表城市劳动力，RTL代表农村转移劳动力，AREA表示作物播种面积，AMI表示各种农业物质投入，DEP是国内生产总值帐户中的折旧部分，代表非农业部门的物质资本投入。
利用上述模型评价农村劳动力从农业部门向非农业部门转移对GDP的贡献，所涉及的一个重要问题是如何计算农业劳动力投入，而计算农业劳动力投入的关键是如何处理农村转移劳动力。最简单的方法是假定农村劳动力是同质的，因而，农村转移劳动力与那些留在农业部门继续从事农业的劳动力具有相同的生产率。按照这种方法，农业劳动力投入等于农村劳动力总量（RL）减去农村转移劳动力数量（RTL），即：
AL=RL-RTL（4）
另一种更加可取的方法是：将“农村劳动力是同质的”作为一个待检验假说。按照这种方法，将农业劳动力投入定义为：
AL=RL-β[，1]×RTL（5）
在这里，如果虚假设β[，1]=1能够通过统计检验，则“农村劳动力是同质的”假说应该被接受，即农村转移劳动力与那些留在农业部门继续从事农业的劳动力具有相同的生产率，农业劳动力投入等于农村劳动力总量减去农村转移劳动力数量。相反，如果统计检验否定了关于“农村劳动力是同质的”的假说，则说明农村转移劳动力与那些留在农业部门继续从事农业的劳动力在生产率上存在差异，因此，农业劳动力投入等于农村劳动力总量减去经过生产率差异系数（β[，1]）调整后的农村转移劳动力数量。生产率差异调整系数等于农村转移劳动力的生产率与留在农村继续从事农业的劳动力的生产率之比。
对农村转移劳动力的不同处理方法直接关系到生产函数具体型式的确定。如果假定农村劳动力是同质的，则生产函数的对数形式可以写作：
LOG（AGDP）=α[，0]+α[，1]LOG（RL-RTL）+α[，2]LOG（AREA）+α[，3]LOG（AMI）+μ（6）
LOG（NAGDP）=γ[，0]+γ[，1]LOG（UL）+γ[，2]LOG（RTL）+γ[，3]LOG（DEP）+ν（7）
这是两个参数线性模型。
如果采用第二种方法，即“农村劳动力是同质的”作为待检验的假说，则生产函数的对数形式可以写作：
LOG（AGDP）=α[，0]+α[，1]LOG（RL-β[，1]RTL）+α[，2]LOG（AREA）+α[，3]LOG（AMI）+μ（8）
LOG（NAGDP）=γ[，0]+γ[，1]LOG（UL+β[，2]RTL）+γ[，2]LOG（DEP）+γ[，3]ER+ν（9）
这是两个参数非线性模型。
在以上定义的生产函数中，地区虚变量ER代表东部地区，用来检验国内生产总值产出规模是否受到地区差别本身的影响。
三、数据
本部分实证分析所使用数据主要来源于：
《中国统计年鉴》和《中国农村统计年鉴》1998～2002年分省数据和国家统计局提供的1998～2002年农村劳动力转移专项调查分省数据。方程（6）、（7）、（8）、（9）将利用1998～2002年分省数据（即时间序列和截面数据形成的混合数据）进行估计。模型中包含的农村转移劳动力数量或比例均以农村劳动力转移专项调查所提供的数据为基础。在进行模型估计时，所有以货币单位计量的数据（包括农业GDP、非农业GDP、农业物质投入AMI以及国内生产总值中的折旧部分DEP）都利用国内生产总值平减指数进行了调整，消除了通货膨胀影响。
四、模型估计结果
表1和表2分别列出了关于农业GDP和非农业GDP生产函数的线性模型和非线性模型（方程6～9）的估计结果。由于非线性模型对数据敏感性较强，所以，以下主要讨论线性模型的估计结果。当然，非线性模型的估计结果也是非常有用的，需要时我们会详细说明。
表1 农业GDP与非农业GDP生产函数估计结果（线性方程）
被解释变量被解释变量
解释变量系数估计值 t-统计量
解释变量 系数估计值 t-统计量
C 0.145 1.024 C 0.936 8.824
LOG（RL-RTL） 0.290 6.890 LOG（UL）
0.351 6.933
LOG（AREA）0.046 0.956 LOG（RTL） 0.082 3.928
LOG（AMI） 0.645 22.58 LOG（DEP） 0.679 13.57
ER 0.202 5.277
R[2]
0.963
R[2]0.975
调整后的R[2]
0.962 调整后的R[2] 0.974
F-统计量
1311
F-统计量 1496
注：利用最小二乘估计方法计算得出的结果。
表2 农业GDP与非农业GDP生产函数估计结果（非线性方程）
被解释变量被解释变量
解释变量系数 系数估计值 t-统计量 解释变量系数 系数估计值 t-统计量
α[，0]0.793
5.495 γ[，0]0.820 8.105
α[，1]0.285
8.723 γ[，1]0.430 8.386
β[，1]1.452 104.067β[，2]0.364 2.992
α[，2]
-0.107 -2.308 γ[，2]0.676 13.44
α[，3]0.782 28.747 γ[，3]0.206 5.339
R[2]
0.973 R[2] 0.975
调整后的R[2]
0.972
调整后的R[2] 0.974
注：利用最小二乘估计方法计算得出的结果。
从农业GDP生产函数估计结果看，所有解释变量的系数符号与我们所预期的相一致，并且变量AL和变量AMI具有统计显著性。解释变量的系数估计值表明，相对于劳动力投入和土地面积来讲，农业物质投入对于农业GDP具有更加重要的影响，因为变量AMI的系数估计值达到0.645，大大超过另外两个变量的系数估计值，这一结果符合中国实际情况。中国农村存在大量剩余劳动力是一个基本不存在任何争议的事实，因此，从事农业的劳动力的生产率不会很高。从变量AL的系数估计值不难看出，劳动力投入（AL）对农业产出虽然具有正的贡献，但劳动力的边际生产率是相对较低的。多数人认为，在中国，耕地资源是决定农业产出的关键性投入，因为中国的耕地资源是非常稀缺的。但是，在我们的估计结果中，变量AREA的系数估计值不是很高，而且也不具有统计上的显著性，这种情况可能主要与中国农业结构调整取向有关。我们不难发现，在土地资源稀缺的省份，农业产出并不低，农业的土地生产率也比较高，其中的重要原因是这些省份实现了农业生产结构的重大调整：收入弹性较高的园艺农业、畜牧养殖业、水产业等在农业产出中所占比重大幅度提高（见表3），相对于传统的种植业生产来讲，这些生产对土地的依赖性是相对较弱的。而一些土地资源相对充裕的西部地区省份，却由于地处偏远，气候条件较差，市场发育滞后，限制了农业生产率的提高。
表3 按土地面积禀赋划分的地区类别及其农业生产比较
实际农业GDP 耕地面积 畜牧水
类别产比重
绝对数 比例
绝对数 比例
全国 16581
1.00
130039 1.00
34.80
劳均耕地面积小于 12824
0.77
72069
0.55
38.93
0.3公顷的省区
劳均耕地面积大于 37570.23
57969
0.45
34.97
0.3公顷的省区
注：农业GDP、土地面积是1998～2002年的平均数，畜牧水产比重是2002年。
非农业GDP生产函数中的所有解释变量的系数符号也与预期相一致，并且具有高度统计显著性。资本投入对于非农GDP的弹性系数达到0.67，说明资本投入对于非农业产出具有决定性作用。劳动力投入对于非农GDP的弹性系数相对较小，但城镇劳动力的弹性系数却明显高于农村转移劳动力的弹性系数，前者相当于后者的4倍。从地区虚变量（ER）的系数可以看出，与中西部地区相比，东部地区的非农业生产具有更高的效率。
对非线性生产函数的估计主要是用以检验劳动力的均质性。从模型的估计结果看，β[，1]和β[，2]都显著地不等于1，意味着“农村劳动力是均质的”假定被拒绝。同时，我们可以看到，β[，1]的估计值为1.45，而β[，2]的估计值仅为0.36，表明农村转移劳动力的农业生产率高于农业劳动力的生产率，而农村转移劳动力的非农业生产率低于城镇劳动力的生产率。这种估计结果与中国实际情况是吻合的：农村转移劳动力主要是那些受教育程度较高和身体素质较好的男性青壮年劳动力，他们普遍具有较高的农业生产率。但是，由于农村转移劳动力大多数缺乏从事非农业工作所需的知识和技能，他们所具有的非农业生产率低于城镇劳动力的生产率。鉴于存在这样的事实，在研究农村劳动力转移时，应该充分考虑劳动力的非均质性这一特点。
实证研究结果表明，农村劳动力从农业部门转移到非农业部门对非农业GDP具有正的影响，但对农业GDP具有负的影响。这样，只有通过计算“净效应”才能够评价农村劳动力转移对国内生产总值的影响。而计算“净效应”的方法之一是对农村从事农业的劳动力和农村转移劳动力的边际生产率进行比较。
表4列出了按照以上方法计算的农村劳动力从农业部门转移到非农业部门所伴随的劳动力生产率的变化情况。可以清楚地看出，无论经济相对发达的东部地区还是经济相对落后的中西部地区，农村劳动力从农业部门转移到非农业部门都会导致劳动力生产率的大幅度提高。因此，我们完全有理由认为，中国实行改革开放政策以来，农村劳动力向非农产业的转移是劳动力资源配置的重大改善，对国内生产总值增长具有重要的贡献。
表4 农业劳动力、农村转移劳动力以及城镇劳动力的边际生产力
地区农业劳动力的边 农村转移劳动力的 城镇劳动力的边
际生产力（元）
边际生产力（元）际生产力（元）
全国平均1433 2319 9927
东部地区1966 2961 12677
中部地区1341 1850 7921
西部地区1053 1668 7142
注：根据模型估计结果计算。
然而，我们应当看到的是，尽管农业劳动力与农村转移劳动力在生产率方面仍然存在较大差距，但农业剩余劳动力向非农产业转移的潜力并不是很大的。随着农村劳动力向非农业产业转移规模的增大，农业劳动力的边际生产率上升，非农业劳动力的边际生产率下降。根据我们所做的测算，在其他条件保持不变时，如果当前的农业劳动力再有25％左右的部分转移到非农产业，就可以大体消除农业劳动力与农村转移劳动力的生产率差异。
从表2中可以看到，农村转移劳动力与城市劳动力在生产率方面仍然存在巨大差距。当然，这一差距不能单独归因于人力资本方面的差异，一些制度因素例如农村劳动力在城市经济部门就业面临的许多制度性障碍也是造成两类劳动力生产率差异的重要原因。要缩小农村转移劳动力与城市劳动力在生产率方面的差异，不仅要改善农村劳动力的人力资本状况，而且要消除城市对农村流动人口的政策性歧视。
农村劳动力转移对农业产出具有影响。虽然从过去的情况看，农业劳动力转向从事非农业活动并没有导致农业产出的减少，但进一步的农村劳动力转移有可能导致农业产出的降低。在农业GDP生产函数线性模型和非线性模型估计结果中，农业劳动力的边际生产力均为大于零；而且农业GDP生产函数非线性模型估计结果证明，农村转移劳动力比那些留在农村继续从事农业的劳动力具有明显的生产率优势。考虑到这一实际情况，我们不难推断，农村劳动力转移引起的农业产出降低效应要比在农村劳动力均质假定下计算的降低效应大得多。因此，其他条件保持不变情况下，如果中国农村劳动力转移进一步加快，农业产出会受到严重影响。
五、结论与政策建议
农村劳动力转移是促进国民经济增长的重要方面。农村劳动力由从事农业转向从事非农产业导致农村劳动力边际生产力的明显改善。这意味着改革以来农村劳动力的自发性转移也是矫正资源配置扭曲的过程。但是，农村劳动力由从事农业转向从事非农业会引起农业劳动力边际生产率的上升和非农业劳动力的边际生产率的下降。虽然从目前看农村转移劳动力的边际生产力高于农业劳动力的边际生产力，但二者的差距已经不是很大，如果未来农村劳动力转移速度较快，这种差异可能会很快消失。从长期看，建立在农村劳动力素质不断提高基础上的农村劳动力转移对推动经济增长具有非常重要的作用，因为从目前看，城镇劳动力的边际生产率要比农村转移劳动力的边际生产率高得多，而这种差异在相当大程度上是由劳动力素质方面的差别造成的。
农村劳动力转移有可能使农业增长受到不利影响。尽管农业劳动力数量仍然巨大，但人力资本状况普遍较差，随着劳动力转移规模的继续加大，农业劳动力的平均人力资本水平会进一步降低，并因此而对农业增长产生不利影响。
充分发挥经济效率是任何一个经济都必须追求的目标，因为它是实现经济增长的关键。从目前中国的经济发展实际情况看，经济效率改善主要应该通过资源配置效率的提高来实现。在过去20多年，市场化取向的经济体制改革导致了全社会资源利用效率的极大提高，在相当大程度上支撑了中国经济的持续高速增长。其中，农村劳动力的自发性转移是对传统计划经济体制下造成的劳动力资源配置扭曲的矫正过程，对经济增长起到积极的作用。我们可以充分肯定的是，在农村劳动力转移和流动方面，政府需要决策的不是“是否允许农村人口流向城市”，而是如何合理地管理这一过程以避免不良后果的出现。具体地说，在农村劳动力转移方面，政府的职责主要包括：（1）改革与市场经济体制相背离的户籍制度和劳动用工制度、建立统一开放和有序竞争的城乡一体化劳动力市场。（2）通过宏观经济政策措施的有效运用保持经济长期稳定增长，尤其是促进劳动力密集型产业快速发展，以经济增长和结构调整带动就业增长。（3）增加农村基础教育投资，建立和完善针对农村劳动力转移的就业服务体系，提高农村劳动力的劳动生产率，改善农村劳动力参与劳动力市场竞争的条件。（4）设计一套在WTO“绿箱”框架下的农业支持政策，帮助农村制定和实施农村综合发展计划，确保农业增长不会因劳动力市场发育和农村劳动力转移规模加大而受到严重冲击，增强农村活力以及农村地区接受城市经济辐射的能力，实现城市协调发展。
标签：生产函数论文; 生产率论文; 工资率论文; 经济增长论文; 非农数据论文; 边际收入论文; 差异分析论文; 解释变量论文; 劳动生产率论文; 农业发展论文; 边际效应论文; 宏观经济学论文;