基于拉尼斯—费模型的民营部门出口贸易对农业剩余劳动力转移影响的实证分析，本文主要内容关键词为：尼斯论文,民营论文,出口贸易论文,实证论文,劳动力转移论文，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
成功增长的劳动力剩余经济会出现劳动力从农业部门向工业部门不断地再配置，农业劳动力相对于工业劳动力逐步减少的现象（Ranis & Fei,1961）。改革开放以来，中国经济高速增长，农业剩余劳动力向非农产业部门转移，农业就业份额从1978年的70.53％下降到2004年的46.9％①。这一现象引起了学术界的广泛关注，国内外许多学者对此进行了研究。郭熙保（2002）通过把剩余劳动区分为静态剩余和动态剩余，将发展经济学中关于农业剩余劳动的两种对立的观点协调起来，并认为中国农村在改革开放前并不存在剩余劳动，只是在实行农业生产责任制后才出现了剩余劳动。Zhao（1999）利用Logit模型分析劳动力的迁移状态。实证分析发现，年轻人、男性、未婚者更倾向于迁移，同时，人均耕地对迁移状态的影响为负，教育程度对男性迁移有正的影响。Hare（1999）利用持续时间分析迁移的时间长度。计量结果表明，耕地面积和人均生产性资本对于迁移没有显著影响，但是，它们在不同程度上影响迁移的持续时间。蔡昉、都阳、王美艳（2003）认为，农村土地制度和城乡分割的户籍制度影响农村劳动力的流动。谢燮、杨开忠（2005）从新经济地理学的角度分析了贸易的可接近性对低技术劳动力向城市迁移的影响。王格玮（2004）、程名望等（2006）和丁守海（2006）的实证分析表明，城乡收入差异是影响农村劳动力转移的主要原因。与此相反，王春超（2005）却认为，农民转移就业中的大规模集聚形成了社会信息网络，这对农民外出就业产生了帮扶效应，并显著地影响着农民的就业行为。这些研究从不同的角度考察了农业剩余劳动力转移，但都在一定程度上忽视了民营部门及其出口贸易在农业剩余劳动力转移中的作用。本文从中国劳动力市场分割的基本经济特征出发，在拉尼斯—费模型中嵌入民营部门出口贸易，表明民营部门的资本积累、创新强度和创新的劳动力使用偏向决定了民营非农业部门对剩余劳动力的吸收能力，而民营部门出口贸易通过加强民营部门资本积累、创新强度及创新的劳动力使用偏向促进农业剩余劳动力转移。在此基础上，本文利用1996～2004年的省级面板数据进行实证检验。
二、模型、数据与方法
（一）理论模型
1.封闭经济的拉尼斯—费模型。拉尼斯—费模型建立在固定制度工资的假设之上，认为除资本积累外，工业创新和技术偏向也是影响农业剩余劳动力转移速度的关键因素。经济生活中存在土地、资本和劳动力三种要素，资本和土地是稀缺的，劳动力是充裕甚至是剩余的。土地和劳动力被农业部门用来生产农产品，资本和劳动力被工业部门用来生产工业制成品。工业部门利用农业部门的农业剩余和自身利润进行资本积累，并发生劳动力偏向型的创新活动，不断扩大经济规模并吸收剩余劳动力。拉尼斯和费景汉把工业部门吸收劳动力的这一机制用公式表示为：
η[，L]=η[，K]+（B+J）/∈LL（1）
（1）式中，η[，L]为工业部门吸收劳动力的增长率，η[，K]为工业部门资本积累的增长率，J为工业部门创新强度，它是在假定资本和劳动力不变的条件下，完全随着每单位时间的消逝而出现的产出增加的部分。B为工业创新的劳动力使用偏向，∈LL② 为收益递减规律的强度。
2.嵌入民营部门出口贸易的拉尼斯—费模型。基于中国经济发展的基本经济特征，本文将民营部门出口贸易嵌入拉尼斯—费两部门模型，使之扩展为四部门，即农业部门、国有非农业部门、民营非农业部门③ 和国外部门。在扩展的拉尼斯—费模型中，生产率不断提高的农业部门提供更多农业剩余和释放更多劳动力，并为不断增加的工业消费品提供市场。国有非农业部门内生于传统赶超战略而缺乏自生能力，生产增长较为缓慢，加之城乡劳动力市场分割，拥有城市户口的城镇居民成为国有非农业部门劳动力的主要供给方（林毅夫、蔡昉、李周，1994）。这使得民营非农业部门成为容纳农业剩余劳动力的主要经济部门（赵民望，2006），而具有自生能力的民营非农业部门利用农业部门的农业剩余和自身利润进行资本积累，并发生劳动力偏向型的创新活动，把农业剩余劳动力吸纳到劳动密集型产品的生产中。当国内部门不能为生产高速增长的劳动密集型产品提供足够大市场时，民营非农业部门生产能力的发挥依赖于国外部门的强劲需求（王宏新、刘长庚，2000）。民营部门出口贸易高速增长加快了民营部门资本积累，提高了民营部门创新强度和民营部门创新的劳动力使用偏向，极大地提高了民营非农业部门吸收剩余劳动力的能力，农业部门不断缩小，民营非农业部门不断扩大。民营部门出口贸易在促进农业剩余劳动力转移的同时，促进劳动力剩余经济成功增长。
（二）实证模型
为证明民营部门出口促进农业剩余劳动力转移的逻辑机制，本文设定包含交互项的回归方程，并采用面板数据变截距固定效应模型④：
LnM[，it]=α[，i]+β[，1]LnK[，it]+β[，2]LnJ[，it]+β[，3]LnB[，it]+β[，4]LnEX[，it]+β[，5]LnEX[，it]LnK[，it]+β[，6]LnEX[，it]LnJ[，it]+μ[，it] （2）
（2）式中：下标i是省份，t是年份；M是农业剩余劳动力转移量；K是民营非农业部门资本积累；J是民营非农业部门创新强度；B是民营非农业部门创新的劳动力使用偏向；EX是民营部门出口额；LnEX[，it]LnK[，it]是交互项，考察民营部门出口与民营部门资本积累之间的关系；LnEX[，it]LnJ[，it]是交互项，考察民营部门出口与民营部门创新强度之间的关系。α[，i]代表截面单元的个体特性，β[，i]（i=1，2，……，6）是待估参数；随机误差项μ[，it]相互独立，且为零均值、等方差。
（三）数据及变量说明
由于民营非农业部门出口贸易在20世纪90年代以后发展迅速，所以，本文将研究时间界定为1996～2004年。由于江苏、陕西、重庆、四川、西藏、宁夏、海南7个省（区）数据缺乏，故研究范围是24个省（市、区）。数据来自1996～2005年历年的《中国统计年鉴》和《中国对外经济贸易年鉴》，下面对各变量进行说明：
M为农业剩余劳动力转移量，按其转移方向分为进入农村非农业和进入城市两部分。进入农村非农业的劳动力数据用乡村的乡镇企业、私营企业和个体企业就业人数之和表示。进入城市的农业剩余劳动力数据用采掘、制造和建筑三个产业的职工人数减去相应的国有职工人数表示。《中国统计年鉴》中，各地区按行业分的职工人数不包括乡镇企业就业人员、私营企业就业人员和城镇个体劳动者，所以，本文把在农村非农业和城市中实现转移的农业剩余劳动力相加，作为农业剩余劳动力转移量。
K是民营非农业部门资本积累，用各地区全社会固定资产投资与国有企业固定资产投资之差表示，并用价格指数进行调整。由于《中国统计年鉴》中没有提供农业固定资产投资数据，只有农村固定资产投资数据；而农村固定资产投资也包括非农业的投资。如果再用上述差值减农村固定资产投资，就会产生农村中非农业固定资产投资被剔除的问题，所以，本文只减国有企业固定资产投资。
J是民营非农业部门创新强度。因为在激烈的市场竞争中民营企业成为创新的主体，与国有企业相比，它更具创新动力。所以，本文选取工业和建筑业企业个数减去相应的国有及国有控股企业个数表示民营部门企业个数，用民营部门企业个数代表民营非农业部门创新强度。
B是民营非农业部门创新的劳动力使用偏向，反映其在生产过程中的资本—劳动力比，资本—劳动力比越小，创新的劳动力使用偏向越强。由于中国具有劳动力廉价的比较优势，出口的工业制成品是劳动力密集型产品，所以，本文用出口产品中工业制成品与初级产品之比表示民营非农业部门创新的劳动力使用偏向⑤。
EX是民营部门出口额。由于本文使用省级面板数据，各类年鉴中没有提供民营部门出口贸易的数据，而提供了外商投资企业的出口贸易数据；同时，近年来，外商投资企业出口占民营部门出口贸易的比重一直高于70％，所以，本文选取外商投资企业的出口额代表民营部门出口额。
（四）方法
本文设定两个交互项：民营部门出口贸易与民营非农业部门资本积累、民营部门出口贸易与民营非农业部门创新强度，从理论看，还应包括民营部门出口贸易与民营非农业部门创新的劳动力使用偏向，但由于选用的表示民营非农业部门创新的劳动力使用偏向的数据也是出口数据，为了避免多重共线性，所以，这里删除该交互项。在回归过程中，笔者采用跨截面加权以消除面板数据模型既包括时间序列数据又包括横截面数据所可能产生的异方差。
对交互项的解释参考了伍德里奇（2003）、张爽（2006）和Brambor（2006）的方法。在含有交互项的线性模型中，交互项某一组成变量对因变量的影响作为偏效应（marginal effect），它依赖于交互项另一组成变量的值，这与普通线性模型的偏效应是一个固定的值有着显著差异。
三、经验分析及结果
变截距固定效应模型的估计结果如表1所示：调整后的R[2]为0.9993，说明整个方程的拟和优度较好，F检验通过1％的显著性，证明所有自变量对因变量的总体解释力度很强。因为存在交互项，民营非农业部门资本积累、民营非农业部门创新强度的偏效应依赖于民营部门出口贸易的取值，依据伍德里奇（2003）和张爽（2006）的研究，取民营部门出口额的自然对数的均值12.9476，则相应的民营非农业部门资本积累、民营非农业部门创新强度和民营非农业部门创新的劳动力使用偏向的偏效应分别为：
LnM/LnK=β[，1]+β[，5]LnEX=1.77E-06+0.0031×12.9476=0.0404 （3）
LnM/LnJ=β[，2]+β[，6]LnEX=-0.2309+0.0186×12.9476=0.0104（4）
LnM/LnB=β[，3]=0.0493（5）
表1变截距固定效应估计
自变量 估计值t值
C
6.981315.5140[***]
LnK
1.77E-06 2.77E-05
LnJ-0.2309-4.0515[***]
LnB 0.0493 2.2526[**]
LnEX
-0.0966-1.9206[*]
LnEX·LnK
0.0031 0.6893
LnEX·LnJ
0.0186 7.5530[***]
调整后的R[2]0.9993
F统计量
10172.65
注：[***]、[**]、[*]分别表示在1％、5％、10％的显著性水平上显著。
为了进一步检验民营非农业部门资本积累、民营非农业部门创新强度的偏效应的显著性，应用交互项偏效应的显著性检验方法（伍德里奇，2003），分别对（2）式的交互项进行替换，得到下面的模型：
LnM[，it]=α[，i]+β[，1]LnK[，it]+β[，2]LnJ[，it]+β[，3]LnB[，it]+β[，4]LnEX[，it]+β[，5]（LnEX[，it]-12.9476）LnK[，it]+β[，6]（LnEX[，it]-12.9476）J[，it]+μ[，it] （6）
对（6）式进行估计后，得到结果如表2所示。
表2交互项的显著性检验
自变量
估计值t值
C6.981315.5140[***]
LnK 0.04041.6912[**]
LnJ 0.01040.2716
LnB 0.04932.2526[**]
LnEX-0.0966-1.9206[*]
（LnEX-12.9476）·LnK0.00310.6893
（LnEX-12.9476）·LnJ0.01867.5530[***]
调整后R[2]
0.9993
F统计量10172.65
注：[***]、[**]、[*]分别表示在1％、5％、10％的显著性水平上显著。
从回归结果可以看出，民营非农业部门资本积累（LnK）和创新强度（LnJ）的系数为其各自的偏效应，且与表1中的结果不同，而其余变量的系数与表1中的结果相同。民营非农业部门资本积累和创新强度对农业剩余劳动力转移的影响均为正，且民营非农业部门资本积累的系数通过5％的显著性检验。（3）式为民营部门资本积累对农业剩余劳动力转移的偏效应，在民营部门出口的平均值上，民营非农业部门资本积累每增加1％，农业剩余劳动力转移量增加0.04％。（3）式中，民营部门出口与民营非农业部门资本积累的交互项系数β[，5]＞0，意味着民营部门出口越多，增加民营非农业部门资本积累会使农业剩余劳动力转移越多。这暗含民营部门出口的产品是劳动密集型的，而且随着出口量的不断增加，民营非农业部门创新的劳动力使用偏向不断的加深⑥。（4）式为民营非农业部门创新强度对农业剩余劳动力转移的偏效应，在民营部门出口的平均值上，其创新强度每增加1％，农业剩余劳动力转移量增加0.01％，但并不显著。（4）式中，β[，6]＞0，意味着出口越多，增加民营非农业部门企业数量会使农业剩余劳动力转移越多。（5）式表明，民营非农业部门劳动力使用偏向每增加1％，农业剩余劳动力转移量增加0.049％，且通过5％的显著性检验。
以上分析表明，民营非农业部门的资本积累、创新强度和创新的劳动力使用偏向决定了民营非农业部门对农业剩余劳动力的吸收能力，民营部门出口量越大，相应的民营非农业部门的资本积累和创新的强度对农业剩余劳动力转移的偏效应就越大；同时，出口的增加会促使民营非农业部门创新的劳动力使用偏向加深，进而促进农业剩余劳动力转移。
四、结论
学者们在研究农业剩余劳动力转移问题时，主要是从个人效用最大化的角度进行分析，很少提及民营部门出口贸易对农业剩余劳动力转移的影响。本文从理论和实证方面研究了民营部门出口贸易对中国农业剩余劳动力转移的作用机制，并运用省级面板数据进行了实证检验，得出如下结论：
首先，民营非农业部门是容纳农业剩余劳动力的主要经济部门，其出口贸易是促进农业剩余劳动力转移的重要因素。
其次，民营部门出口能够加快民营非农业部门资本积累和创新的步伐，加强创新的劳动力使用偏向，民营部门出口能力越强，农业剩余劳动力的转移量就越大。因此，本文的政策含义是中国政府应该鼓励民营非农业部门发展出口贸易，不断扩大规模，促进农业剩余劳动力转移。
注释：
①数据来源：国家统计局：《中国统计年鉴2005》，中国统计出版社，2005年。
②∈LL是一个整体，在拉尼斯—费景汉模型中代表收益递减规律的强度。另外，本文没有考虑收益递减规律的影响。
③本文将“民营非农业部门”界定为各种类型的非国有企业组成的部门，包括集体企业、乡镇企业、私营企业、个体企业、联营企业、外资企业等（王耀中，2005）。
④变截距固定效应模型为了消除无法观测变量对估计结果的影响，使用最小二乘哑变量法（least squares with dummy variable,LSDV）估计，每个面板模型的截面单位都有一个截距项，由于本文使用的是省级数据，也就是说，每个省份都应该有一个不同于其他省份的截距项。但是，由于本文主要不是解释省之间的差异，所以，采用了固定效应变换（fixed effects transformation），即，采用除去时间均值（Time Demeaned Approach）后的数据。这样，模型中其实不应该出现截距项，但一般的计量软件包括Eviews5.0仍然会报出一个截距项，即本文中的C，这个截距项其实就是各个省份截距项的均值（参见伍德里奇，2003，第428～434页）。
⑤由于《中国商务年鉴》（2004年以前为《中国对外经济贸易年鉴》）并未提供民营部门出口工业制成品和初级产品的数值，所以，此处选用了全部出口产品中工业制成品与初级产品之比代表民营非农业部门创新的劳动力使用偏向，这在一定程度上能够反映民营部门出口的现实，因为中国的出口是以劳动密集型产品为主。按照国际贸易标准分类，中国出口的初级产品主要包括：①食品及活动物；②饮料及烟草；③非食用原料；④矿物燃料、润滑油及有关原料；⑤动植物油、脂及蜡。中国出口的工业制成品主要包括：①化学成品及有关产品；②按原料分类的制成品；③机械及运输设备；④杂项制品；⑤未分类的商品。
⑥笔者假设一个民营部门企业在当前技术水平下只生产一种产品，有两种出口量ex[，1]和ex[，2]可供选择，且ex[，1]＜ex[，2]。因为农业剩余劳动力的转移量与民营部门企业吸收量在理论上是一致的，所以，出口量为ex[，1]时，再增加一单位资本积累引致农业剩余劳动力的转移量为（m/k）′，相对应的民营部门企业的资本—劳动力比为（K/L）′；出口量为ex[，2]时，再增加一单位资本积累引致农业剩余劳动力的转移量为（m/k）″，相对应的民营部门企业的资本—劳动力比为（K/L）″；β[，5]＞0意味着（K/L）′＞（K/L）″。从理论角度看，资本—劳动力比在很大程度上能够代表创新的劳动力使用偏向的程度，即民营部门出口加深创新的劳动力使用偏向的程度。