发展中大国农村剩余劳动力转移动因———个理论模型及来自中国的经验证据，本文主要内容关键词为：动因论文,中国论文,大国论文,劳动力转移论文,证据论文，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
无论在发达国家的发展史上，还是在当今发展中国家的发展过程中，农村劳动力转移都是农业转型和经济增长中最普遍的现象之一，也是工业化和现代化的必然结果和趋势。特别是发展中大国，成功的农村劳动力转移可以带来经济的快速发展和社会的繁荣稳定，而不当的农村劳动力转移不仅会制约经济发展，还会导致一系列社会问题。2004年以来，连续多个中央“一号文件”的出台标志着中国政府对“三农”问题的高度重视，而作为解决“三农”问题重要途径的农村劳动力转移，无疑具有极其的重要性和紧迫性。
农村劳动力转移的动因一直是经济学研究的一个重点，其中，发展经济学的研究具有代表性。Lewis-Ranis-Fei模型将发展中国家经济分为城市工业和农村农业两个部门，且城市工业部门的劳动生产率远高于农村农业部门，城乡实际收入差距导致农村劳动力向城市转移，直至两个部门劳动生产率相等(Lewis，1954；Ranis and Fei，1961；Ranis and Fei，1964)。而Todaro模型则考虑了城市失业问题，认为城乡期望收入差距而非城乡实际收入差距是决定农村劳动力转移的根本动因，并分析了多种劳动力市场政策对于解决城市失业问题的经济效果(Todaro，1969；Harris and Todaro；1970)。Kelley and Williamson(1984)利用40个发展中国家的数据建立了一个动态可计算一般均衡模型，并用以评价各种因素对于第三世界城市增长的影响。Becker，Mills and Williamson(1992)则利用印度1960年之后的经验数据建立了一个动态可计算一般均衡模型，分析了印度城市化趋势及其与经济增长之间的关系。然而，这两个一般均衡模型的起始点仍然是外生给定的城乡生产率差距。可见，上述二元经济模型都不能推导出城市工业部门的劳动生产率高于农村农业部门，农村劳动力转移只是外生力量作用的结果(Henderson，2005)。
Krugman(1991)的“中心—外围”模型阐明了规模经济与运输成本之间的相互作用内生决定制造业和工人向城市集聚的作用机制，较好地解决了传统二元经济模型的上述不足。但是，Krugman模型假定农民不可跨区域流动，且不能转变为工人，这接近于发达国家的现实却不符合发展中国家的实际，因而也就无法直接应用于对发展中国家农村剩余劳动力转移的研究。朱希伟(2004)认识到：对于发展中国家，尤其是像中国这样的转型国家而言，Krugman模型关于区域之间产品运输存在成本、而劳动力迁移不存在成本等假设不合理。其一，由于户籍制度及依附于户籍制度之上的各种福利政策的存在，劳动力迁移成本要远高于产品运输成本；其二，劳动力迁移主要是从农村农业部门向城市工业部门的跨部门迁移。他通过引入部门间劳动力迁移成本和地区间技术差异，建立了一个农村劳动力转移模型，并得出了新兴制造业可以在外围地区形成，从而缩小地区间差距的结论。何雄浪、李国平(2007)扩展了贸易成本的范围，认为贸易成本不仅包括产品运输成本，而且包括要素流动成本，并通过引入前后向产业联系发展了可解的农村劳动力转移模型。然而，包括上述模型在内的大多数新经济地理模型都假定农业总产出与农业劳动力投入成正比，且农村中不存在失业。事实上，在多数发展中国家都存在大量农村剩余劳动力，中国尤为如此。可见，上述新经济地理模型关于农业部门的假设显然与发展中国家的事实不符。同时，它们也未考虑城市失业问题，且其结论不具有发展经济学家所感兴趣的政策含义。
在国内，高国力(1995)把托达罗(Todaro)城乡期望收入差距具体化为区域经济收入差距，认为经济区域发展的不平衡是农村劳动力转移的重要因素之一。朱农(2002)基于湖北省问卷调查数据，使用Probit模型证实了城乡收入差距对于劳动力迁移的正向作用。王格玮(2004)利用中国第五次全国人口普查数据进行的经验分析表明，地区间人均收入差距对劳动力迁移有显著影响。程名望等(2006)运用动态宏观经济学递归方法和推拉理论建立的模型的推演表明，城镇拉力是农村劳动力转移的根本动因，并用经验数据验证了该结论。程名望、史清华(2007)基于岭回归模型的实证分析表明：1978年以来中国总体经济增长对农村劳动力转移有较大的促进作用，而城市服务业则是中国农村劳动力转移的主要去向。而刘志忠等(2007)运用1996-2004年省级面板数据的实证分析表明，民营非农部门的出口贸易是促进农业剩余劳动力转移的重要因素。此外，蔡昉(2001)认为，传统的发展战略及户籍制度限制了农村劳动力转移，改革开放虽放松了对劳动力转移的控制，但在制度障碍依然存在的情况下，预期收入和人力资本禀赋都无法充分解释劳动力转移。李晓春、马轶群(2004)考虑到中国的户籍政策，修正了传统的Harris-Todaro模型，并对各项政策的经济效果进行了分析。李勋来、李国平(2005)从农村劳动力“转移能力”的视角构建计量模型的分析表明，制度因素是阻碍农村劳动力转移的主要因素之一。李陈华、柳思维(2006)通过建立一个简化的Harris-Todaro模型，分析了各种城市政策对农村劳动力转移的影响。
由上可见，传统二元经济模型不能内生决定城乡收入差距，从而无法进一步解释发展中国家农村劳动力转移的动因；新经济地理模型尽管能内生说明劳动力向城市的集聚，但忽视了城市失业和农村剩余劳动力，且其结论缺乏政策含义；而国内相关研究虽对国情有所侧重，但城乡收入差距同样也不是内生决定的，因而无法深刻揭示发展中国家农村劳动力转移的动因。本文以新经济地理模型中具体的生产函数和效用函数替代Harris-Todaro模型中抽象的生产函数和效用函数，将Harris-Todaro模型与新经济地理模型结合，同时赋予农村剩余劳动力假设，并考虑中国特有的户籍制度所导致的劳动力迁移成本，建立一个内生的农村劳动力转移模型，以更深入地解释中国农村劳动力转移的动因与机理，进而利用中国的历史数据对该模型进行计量检验，并提出政策启示。
本文结构安排如下：第二部分是理论模型，第三部分为经验分析，最后是结论及政策启示。
二、理论模型
(一)模型假设
假设经济体存在两个区域：区域1(城市)和区域2(农村)，其人口总量为L且每人拥有单位同质劳动力。初始时，城市是非农产业区，采用规模报酬递增技术生产非农产品，其人口在人口总量中所占比例为h(即城市化水平，0 TL表示农村劳动力转移数量，本文采用陆学艺(2004)的计算方法，即城镇从业人数减去城镇职工人数得到进入城市就业的“农民工”人数，乡村从业人数减去农业就业人数得到农村中非农劳动力数量，二者之和就是农村劳动力转移总量。h为城市化水平，用城市人口占总人口的比重表示。g代表消费支出中非农产品所占比重，由于非农产品消费比重数据难以获得，同时本文理论模型假设经济为封闭经济且不存在储蓄，故本文用非农产业比重作为g的替代变量来近似衡量。上述变量数据来自1982-2009年《中国统计年鉴》②和《中国农村统计年鉴》③。 I为制度变迁指数，它反映了农村劳动力的迁移成本。本文在借鉴李勋来、李国平(2005)，陈宗胜等(1999)，樊纲、王小鲁(2004)，金玉国(2001)对中国制度变迁和市场化进程测度方法的基础上，设定以下四个变量测度影响中国劳动力市场发育的制度变迁过程。一是非国有部门就业比重(FGJR)。即非国有部门就业人数占城镇总就业人数的比例。由于非国有部门是农村转移劳动力就业的主要场所，因此，非国有部门就业比重的高低可以反映经济成分的变化对农村转移劳动力的影响。二是市场化分配资源的比重(SCFR)。劳动力是一种重要的生产资源，市场化制度变迁表现为市场分配劳动力资源的比重越来越大。国际经验也表明，市场化程度较高的国家，政府分配资源的程度一般来说比较低。本文采用GDP中由市场分配的比重近似地反映资源分配方面的市场化程度。其测算公式为：(GDP-国家财政收入)/GDP，其中，国家财政收入不包括债务收入。三是市场化投资率(SCHTZR)。它是全社会固定资产投资中“利用外资”、“自筹投资”、“其他投资”三项指标的比重之和，因为这三项投资的规模基本是由市场决定、投资者自主决策的，其比重大小大致可以反映投资领域的市场化程度。四是对外开放程度(DWKF)。本文使用出口依赖度来表示，为出口额与GDP的比值。 以上四个变量数据来自1982-2009年的《中国统计年鉴》。对其进行主成分分析，得第一主成分：F1=0.55 DWKF+0.564 SCHTZR+0.299 SCFR+0.538 FGJR，其方差占总方差的比例为71.89％；第二主成分：F2=-0.305 DWKF+0.145 SCHTZR+0.882 SCFR-0.329 FGJR，其方差占总方差的比例为23.46％。这说明，第一、第二主成分总共代表了原来四个变量95.35％的信息。再以各自的贡献率为权重求和得综合主成分： F=71.89×F1/95.35+23.46×F2/95.35=0.34 DWKF+0.46 1 SCHTZR+0.442 SCFR+0.325 FGJR 为保持量纲的统一(即I为百分数，且各项权重之和等于1)，将F再加权得制度变迁指数： I=F/(0.34+0.461+0.442+0.325)=0.217 DWKF+0.294 SCHTZR+0.282 SCFR+0.207 FGJR 模型各变量的描述性统计见表1。为避免时间序列变量的不平稳性而产生伪回归，本文采用ADF检验法对各变量做单位根检验，经多次尝试，选定合适的检验形式和滞后阶数后，得检验结果如表2所示。 由表2可以看到，LnTL、Lnh、Lng、LnI在5％的显著性水平下都是非平稳的，而其一阶差分ΔLnTL、ΔLnh、ΔLng、ΔLnI在5％的显著性水平下都是平稳的，即农村劳动力转移数量、城市化水平、非农产品消费比重、制度变迁指数的对数时间序列在5％的显著性水平下均为一阶单整过程，因而可以对其进行协整分析。 (二)协整分析、误差修正模型及格兰杰因果检验 基于VAR模型残差的无自相关性和正态分布检验，VAR模型的最优滞后阶数为3，由此，可确定Johansen协整检验的滞后阶数为2。Johansen协整检验结果见表3。 由表3可以看出，LnTL、Lnh、Lng、LnI变量之间存在两个协整关系，其中第一个协整关系式为： 从上述协整方程下括号中的数字(为各变量的t统计量)可以看出，所有变量都通过了5％水平的显著性检验。由此可以得出，从长期来看，农村劳动力转移数量与城市化水平、非农产品消费比重、制度变迁指数三个变量之间存在稳定关系，且与理论模型的预期结果相一致。具体来讲，在长期中，城市化水平每提高1％，将使农村劳动力转移数量减少1.03％；而非农产品消费比重每增加1％，将使农村劳动力转移数量增加2.54％；制度变迁指数每提高1％，将使农村劳动力转移数量增加4.7％。 基于协整方程，可估计出误差修正模型： 从表4可看出，原假设1被接受，说明非农产品消费比重不是农村劳动力转移的短期因，但原假设2被拒绝，说明非农产品消费比重是农村劳动力转移的长期因，这从一定程度上验证了非农产品消费比重的提高是农村劳动力转移的根本动因这一基本结论；原假设3、4、5、6都被拒绝，则说明城市化水平、制度变迁指数也同时为农村劳动力转移的短期因和长期因。 (三)脉冲响应函数与方差分解 协整检验分析了变量间存在的长期稳定关系，而脉冲响应函数和方差分解则能进一步反映变量间相互冲击所产生的动态响应特征以及每一冲击的贡献度。 脉冲响应函数刻画的是在误差项加入一个标准差大小的冲击对内生变量的当前值和未来值所带来的影响。本文通过Cholesky分解使误差项正交，从而建立农村劳动力转移及其影响因素的脉冲响应函数模型，并得到农村劳动力转移数量对各影响因素的脉冲响应曲线和脉冲累积响应曲线(如图1至图5所示)。 从图1～图4可以看出，农村劳动力转移数量对其自身一个标准差冲击的响应在第1期就达到最大值0.045836，随后迅速下降至接近零的水平，接着开始起伏波动，并逐渐趋于零，基本表现为正效应；农村劳动力转移数量对城市化水平一个标准差的冲击在第1期没有响应，在第2期产生了一个较小的正效应，随后效应波动下降，并于第11期达到最小值-0.011040，之后上升并逐渐趋于零，除少数几期为正效应外，绝大部分时期皆为负效应；农村劳动力转移数量对非农产品消费比重一个标准差的冲击在第1期也没有响应，之后效应迅速上升并于第3期达到最大值0.044412，而后波动下降，但效应始终为正并逐渐趋于零；农村劳动力转移数量对制度变迁指数一个标准差冲击的响应与非农产品消费比重的效应相似：在第1期没有响应，之后效应迅速上升并于第3期达到最大值0.029151，随后波动下降，但效应始终为正并逐渐趋于零。 从图5可以看出，除农村劳动力转移数量对城市化水平的脉冲累积响应主要为负外，农村劳动力转移数量对其余三个变量的脉冲累积响应在所有响应期皆为正，表明城市化水平对农村劳动力转移的长期效应基本为负，而农村劳动力转移数量本身、非农产品消费比重和制度变迁指数对农村劳动力转移数量的长期效应则全部为正；且农村劳动力转移数量对非农产品消费比重和制度变迁指数的脉冲累积响应都较强。此外，还可以看出，农村劳动力转移数量对城市化水平、非农产品消费比重和制度变迁指数的脉冲响应存在一定的滞后期。 方差分解描述了每一冲击对内生变量变化的贡献度，说明了各随机扰动的相对重要性。本文基于Sims方差分解法，采用渐进解析法，得到农村劳动力转移数量的方差分解结果(见表5)。 由表5可以看出，中国农村劳动力转移数量在第1期只受其自身波动的影响，城市化水平、非农产品消费比重和制度变迁指数对农村劳动力转移数量的影响到第2期才有所体现，且强度较小，分别为2.97％、10.80％和6.16％，累计仅为19.93％；但随后这三个因素的影响迅速增强，至第8期时基本稳定，其影响强度分别达到3.28％、51.00％和15.27％，累计达69.55％。结合脉冲效应分析可知，非农产品消费比重和制度变迁指数都对农村劳动力转移产生促进作用，而城市化水平对农村劳动力转移具有抑制作用。 四、结论及政策启示 传统二元经济模型不能内生决定城乡收入差距，从而无法深入解释发展中国家农村劳动力转移的动因；而新经济地理模型尽管能内生说明劳动力向城市的集聚，但它忽视了城市失业和农村剩余劳动力，且结论缺乏政策含义。本文将Harris-Todaro模型与新经济地理模型相结合，同时赋予农业剩余劳动力假设，并考虑中国特有的户籍制度所导致的劳动力迁移成本，建立了一个内生的农业劳动力转移模型。其主要结论为：非农产品消费比重提高是农村劳动力转移的根本动因；迁移成本下降将促进农村劳动力转移；而城市化水平提高可能减缓农村劳动力转移。 利用中国数据进行经验分析，本文得到了与理论模型相一致的结论，由此得出两点政策启示： 第一，深化收入分配制度改革，提高非农消费比重。根据恩格尔定律，随着经济社会的发展、国民收入的提高，居民消费中食品支出的比例不断下降，非农消费比重相应提高。当前，在中国人均收入水平较低且收入分配差距扩大的情况下，应进一步深化收入分配制度改革，建立企业职工工资正常增长机制和支付保障机制，提高扶贫标准和最低工资标准，逐步增加居民显性收入；同时，要加快建立覆盖城乡居民的社会保障体系，逐步提高保障水平，增加居民隐性收入，扭转收入分配差距扩大的趋势，从而提高非农产品消费比重。 第二，加快以户籍制度为中心的综合制度改革，降低农村劳动力迁移成本。户籍制度及依附于户籍制度之上的各种福利政策(包括就业、养老、医疗、住房和教育等政策)是形成城乡二元结构的制度性根源。虽然随着中国改革的深入，其约束作用有所下降，但由于制度惯性及部门间利益冲突，改革进展相对缓慢。然而，就中国经济发展的大局来看，加快推进以户籍制度为中心的综合制度改革，降低农村劳动力迁移成本，建立城乡统一的劳动力市场，不仅是加快农村劳动力转移的需要，也是适应社会主义市场经济发展、促进人才资源合理配置、确保经济长期稳定发展的客观要求。 *笔者感谢李陈华、刘智勇、刘汉中、易先忠、生延超、刘嫦娥、邓柏盛、唐红涛、何天祥等博士于2010年3月26日在湖南商学院“博士沙龙”上对本文所提出的宝贵建议。 注释： ①具体推导见Steven Brakman、Harry Garretsen、Charles van Marrewijk(2004)，第94页。 ②国家统计局：《中国统计年鉴》(1982-2009年，历年)，中国统计出版社。 ③国家统计局：《中国农村统计年鉴》(1982-2009年，历年)，中国统计出版社。 标签：城市化水平论文; 成本分析论文; 农村论文; 成本动因论文; 城乡差异论文; 农民论文; 政策影响论文; 城乡差距论文; 
