我国农业劳动力转移及实证分析.doc

《我国农业劳动力转移及实证分析.doc》由会员分享，可在线阅读，更多相关《我国农业劳动力转移及实证分析.doc（7页珍藏版）》请在三一文库上搜索。

1、精品论文大集合我国农业劳动力转移及实证分析陈森林 河海大学商学院，江苏南京（210098） E-mail：摘要：在国内外农业劳动力转移的各种理论基础上，构造农村家庭时间分配和劳动力转移 模型，并利用 1978-2005 年的时间序列数据，进行实证分析。研究表明：城乡居民收入差距 扩大和农村居民收入增长与农村劳动力转移增加正相关，回归效果显著；而农村劳动力文化 状况与农村劳动力转移增长为弱负相关。关键词： 农业劳动力转移；时间分配；实证分析 中图分类号： F304.6文献标识码： A1引言农业劳动力的转移是大多数发展中国家在经济发展中面临的问题，我国作为世界上最大 的发展中国家也不例外。许多经济

2、学家对这一问题进行了分析，并提出了许多有价值的理论 模型。从现有文献看，国内对国外研究理论和方法归纳和评价以及结合我国实际情况定性研 究较多，实证研究较少。本文试图在国内外农业劳动力转移的各种理论基础上，借助西奥多舒尔茨、托达罗农业劳动力转移研究思路，基于农村居民经济理性，构造农村家庭时间分 配和劳动力转移模型，并利用 1978-2005 年的时间序列数据，运用回归分析，实证研究我国 经济结构转变和城乡居民收入差距变化对农村劳动力转移的影响。2农业劳动力转移模型理论演进国外有关农业劳动力转移的理论，主要研究乡村-城市人口流动，或者说劳动力迁移问 题，试图阐明影响劳动力迁移的主要原因及其作用机制

3、。目前，该领域研究己经积累了大量 文献，其中，最有代表性的成果是刘易斯拉尼斯费景汉模型，舒尔茨模型和托达罗模型。刘易斯(WA Lewis，1954)1第一次明确地提出了“二元经济”概念，并建立了著名的 刘易斯模型。费景汉(John HFei)、拉尼斯（Gustav Ranis）(1961)23二人在刘易斯模型的基础上进行了补充和修正，并最终形成了刘易斯拉尼斯费景汉模型。该理论模型假定：（1）传统的农业部门存在剩余劳动力，部分农业劳动力边际劳动生产率等于零(劳动力可无 限供给)，（2）农村剩余劳动力的转移是在城市没有失业的情况下发生的，这显然不符合发 展中国家的实际，也不符合中国实际情况。著名的

4、发展经济学家、诺贝尔经济学奖获得者西奥多舒尔茨（Theodore WSchultz） 在改造传统农业（1964）4一书里详细分析了刘易斯等倡导的“零值农业劳动学说”（其 基本观点是：传统农业中有一部分人的边际生产率是零），并根据印度 19181919 年流行性 感冒所引起的农业劳动力减少使农业生产下降的事实证明，传统农业社会中部分农业劳动力 的边际生产率为零的学说是一种错误的学说。根据其在农业经济问题的研究，在其名著人 力资本投资（1971）5一书中阐述了关于农业人口迁移的以下观点：用于迁移的花费和用 于教育的费用一样，都是为了获得更大效益的投资。迁移发生与否，取决于迁移成本与效益 的比较。迁

5、入地与迁出地的收入差距必须大于迁移的成本，迁移的发生在经济上才有效益。 美国经济学家斯达科将舒尔茨的模型进一步量化，他指出，人口迁移实现与否，取决于人口 迁移净收入的大小。美国发展经济学家托达罗(MPTodalo)在其发表的欠发达国家中劳动力流动和城镇- 7 -失业模型（1969）6一文中集中论述了农村人口流动与城市就业问题，提出了预期收入差 异理论。该理论是在传统人口流动模型不能解释人口流动和城市失业并存现象的条件下产生的，对农村人口流入城镇的过程、决定性因素以及相应的政策选择都作了具体分析。托达罗预期收入理论的基本思想是，农村劳动力是否流入城镇主要取决于两个变量：一是城乡实际 收入差距；二

6、是城镇中就业概率。这两个变量决定了流动者转移的预期收入。托达罗认为： 转移劳动力的预期净收入贴现值如果大于零，他就愿意迁入城市，反之，迁移者就不愿意流 入城市。根据舒尔茨、托达罗等分析，潜在迁移者进行决策时，要权衡转移的预期效用和留下的 预期效用。该转移模型分析框架如下：M (t ) =f EI (t )f 0(1)EI (t) = (t ) w(t ) r (t ) c(t )(2)式中，M(t)表示从农村迁入城市的劳动力，EI(t)表示迁移预期收入，f表示劳动力迁移 是迁移预期收入的增函数。W(t)表示城市实际工资水平，r(t)表示为农村实际收入，(t)为城 市就业概率，c(t)为表示迁移

7、成本。迁移预期收入大于零，劳动力转移才会发生。3农村家庭时间分配和劳动力转移模型的构造农村居民作为想取得效用最大化的理性的人，其行为也必定符合经济理性的定义及其相 应的标准，即不论何时个人察觉到某种活动增加他们效用，他们就会采取这种行动。当农村 居民察觉转移到非农就业能增加他们的收入，从而增加他们效用时，他们就会采取转移这种 行动。赵慧卿、周国富（2006）7在国内外农村劳动力转移的各种理论基础上，构造了农户劳 动时间分配理性决策模型。下面我们将在他们分析的基础上，借助舒尔茨、托达罗的研究思 路，从农村家庭微观决策主体视角来构造农村家庭时间配置和农业劳动力转移理性决策模 型。考虑一个农村家庭，

8、在每个时期中，其有固定的时间量，而它又可以划分为工作时间和 闲暇时间。所谓“闲暇时间”，是指人们花在除生产商品的工作以外的一系列活动上的时间。 闲暇时间对家庭来说是效用的一种源泉。假定该农村家庭具有一个良好行为偏好效用函数， 函数值取决于其工作时间的收入(或该收入可购买的“一般商品”数量-消费)与闲暇时间。该农 村家庭收入来源的工作时间包括农业活动和非农就业活动。消费和闲暇都是正常品，随着财 富的增加而需求量增加。农村家庭的决策目标是通过分配消费和闲暇，即在各种活动之间分 配时间，实现效用最大化。选择过程面临时间和收入（消费）双重约束，其形式化描述为：MaxU (C,Tl )Tu；Tr；T l

9、；C(3)s.t.(a)Tu + Tr + Tl = T(4)(b)C f (Tr ) + g (Tu )(5)其中，农业、非农就业活动的劳动投入 L 分别用相应时间表示，即 Tr、Tu，闲暇时间 为 Tl，它们满足时间约束条件(a)。C 为该农村家庭消费，f(Tr)和 g(Tu)分别为农业活动和非农就业活动净收入函数。农村家庭可以消费的一般商品数量决定于净收入的大小，满足消费 约束条件(b)。理性选择要求各种活动的边际效用相等，这样一个优化过程能够确定农户最优时间分配。为了分析方便，我们假定（1）农村居民非农就业活动收入函数为线性函数，边际劳动收入不变，（2）非农活动净收入函数变动时，农业活

10、动净收入函数不变。当然，各种生产函 数(收入函数)的不同相对变动会改变工作时间的配置和实际收入约束曲线，并且与效用函数 一起决定均衡状态。Y、CHFKJU2EU1ICBDG0T2T4T1T3AT图 1 农村家庭时间分配模型示意图图 1 中，横轴表示时间，从左向右表示闲暇，从右向左表示工作时间投入；纵轴表示各种活动的收入。在横轴方向，OA 是总时间，时间约束条件(a)要求各种活动工作时间与闲暇 时间之和等 OA。在纵轴方向，曲线 AGDB 表示农业活动净收入函数；直线 AC、AF 表示 不同城乡收入差距情况下非农就业活动净收入函数。图中各种收入函数，实际上是农户单独 针对某种活动选择工作时间投入

11、时，分别面临的收入约束曲线。U 为无差异曲线，无差异曲 线的斜率表示一个人为补偿闲暇时间的减少所需要的额外消费量。当工作时间投入较小时， 假设农业活动收入函数最初具有更高斜率，但其下降速度也比较快。当非农就业活动净收入 函数为 AC 时，在 T1 点右方，即工作投入较少时，农业活动收入函数斜率高于非农就业活 动收入函数，因此在 D 点右方，收入约束曲线取 AGDB 的 AGD 段。随着工作时间投入的 增加，在 T1 左方，非农就业活动收入函数斜率高于农业活动收入函数，因此在 D 点左方， 联合收入约束曲线取非农就业活动 AC 的斜率，得到曲线 AGDE，其中 DE 与 AC 平行。收 入约束函

12、数 AGDE 与效用函数 U1 一起决定工作时间和闲暇时间，工作时间为 AT2，闲暇时 间为 OT2。不同收入函数斜率的相对变化决定工作时间的分配，其中农业活动时间为 AT1， 非农就业活动时间为 T1T2。类似地，考虑城乡居民收入差距扩大，非农就业活动净收入函数由 AC 变为 AF，在 T3点右方，农业活动收入函数斜率高于非农就业活动收入函数，因此在 G 点右方，收入约束 曲线取 AGDB 的 AG 段。随着工作时间投入的增加，在 T3 左方，非农就业活动收入函数斜 率高于农业活动收入函数，在 G 点左方，联合收入约束曲线取非农就业活动 AF 的斜率，得 到曲线 AGH，其中 GH 与 AF

13、 平行。收入约束函数 AGH 与效用函数 U2 一起决定工作时间和闲暇时间，工作时间为 AT4，闲暇时间为 OT4。不同收入函数斜率的相对变化决定工作时间的分配，其中农业活动时间为 AT3，非农就业活动时间为 T3T4。城乡收入差距扩大，农村家庭农业活动时间减少，非就业活动时间增加，农业劳动力向非农就业转移增长。收入函数变化，影响闲暇时间和工作时间的配置，但其影响不确定。一方面，收入函数 的变化，增加了农村家庭的财富，从而其能达到更高的效用水平。农村家庭对财富的增加做 出的反应是增加能提供效用的消费和闲暇的数量，这就是财富效应（收入效应）。财富效应 对消费和闲暇是正值，而对工作是负值。另一方面

14、，收入函数的非平行移动，斜率发生变化， 劳动边际收入提高。劳动边际收入提高，消费相对闲暇变得不太昂贵，农村居民家庭发现用 消费替代闲暇能更大化自己的效用，从而促使更多的消费和更少的闲暇（这意味着更多的工 作），这就是替代效应。正的财富效应导致更多的消费和更多的闲暇，这意味着减少工作。 来自较高的劳动的边际收入提高的替代效应意味着更多的消费和更少的闲暇，这意味着更多 的工作。因而，这一变化对闲暇时间量和工作时间量的影响是模糊的，T4 位置可能在 T2 右 边，也可能在左边。实证方法和数据说明4.1 方法和实证模型（1）基于以上分析，我们提出如下假设。假设 1：上年农村居民劳动力的转移量与本年农村

15、居民劳动力转移正相关。农业劳动力 非农转移，收入的提高，对农业就业人员具有示范作用，增强其转移的意愿。农业劳动力转 移的增长，传递更多的非农就业工作和生活的信息，有利于提高农村居民非农转移就业概率， 转移预期收入增加。与此同时，农业劳动力转移增多，农村居民在城市生活中可以互相照顾， 减少其转移心理和生活成本。转移预期收入增加，转移成本降低，农业劳动力转移将增长。假设 2：城乡居民收入差距变化与农村居民劳动力转移正相关。城乡收入差距的扩大， 非农工作，相对于农业工作来说，预期将获得更大的收入，农业劳动力更有动力进行转移。 随着城乡居民收入差距扩大，农村居民和农业劳动力转移力度加大。假设 3：农村

16、居民劳动力文化状况提高与农村居民劳动力转移正相关。农村居民劳动力 文化状况高，可增加其获得更好工作的机会，提高其在城镇就业的概率，增强其对城市生活 的适应能力。从而文化程度较高的农村居民，转移可获得更高的预期收入，具有更强的转移 动机。农村居民纯收入增长，一方面，支持农村居民生活水平提高，提升农村居民人力资本素 质，增强农村居民非农就业能力，提高其非农就业机会和收入。预期转移收入增加，农村居 民将有更强的动机进行转移。农村居民纯收入增长，农村劳动力边际收入增加，必然发生收 入的替代效应，农村居民增加工作时间，从而增加非农活动时间，农业劳动力转移增加。另 一方面，农村居民纯收入增长，可能发生收入

17、的财富效应大于收入的替代效应，农村居民减 少工作时间，增加闲暇时间。由于农村居民纯收入增长影响的不确定性，我们不假设其与农 村居民劳动力转移的关系。至于国家及各地方政府关于农村劳动力转移政策，由于其无法定量化，及其他未考虑到 的因素，我们用剩余残差项表示。（2）根据前述分析，我们构建如下模型并使用 OLS 回归方法检验上述的研究假设。ln LABTRt= + 1 * ln LABTRt 1 + 2 * ln RUIGt 1 + 3 * ln REt 1 + 4 * ln RHNI t 1 + t(6)（3）变量的定义和主要变量的预期符号在方程中，下标 t（=1983-2005），下标 t-1

18、指上一年。LABTR 指农业劳动力转移人口，界定为乡村就业人口中除第一产业之外其他就业人口 占乡村就业人口的百分比。根据假设 1，上年的农业劳动力转移量与本年劳动力转移正相关， 变量符号 1 为正。RUIG 指城镇居民可支配收入与农村居民纯收入比率，用于反映城乡收入差距。由于使用的为城乡居民人均指标，也综合了城乡就业概率。根据假设 2，我们预期上一年的 RUIG与变量 LABTR 正相关，变量符号 2 为正。RE 为农村教育指数，是反映农村居民家庭教育所取得成绩的综合指标，由农村的成人 识字率和初等、中等和高等教育的总毛入学率加权计算得到。首先计算出成人的识字率和综 合毛入学率，然后以权数三分

19、之二赋值给成人识字率，以三分之一赋值给混合毛入学率，进 行合计8。根据假设 3，我们预期上一年 RE 与变量 LABTR 正相关，变量符号 3 为正。RHNI 农村居民纯收入，变量符号 4 不确定。 是残差项。4.2 数据来源说明城镇居民可支配收入与农村居民纯收入这里采用名义比，城镇居民可支配收入数据来自2006 中国城市(镇)生活与价格年鉴9，农村居民纯收入数据来自2006 中国农村住户调 查年鉴10。乡村就业人口和非农就业人口数据来自农村发展报告（2007）11。农村居 民劳动力成人识字率和初等、中等和高等教育的总毛入学率数据来自中国农村住户调查年 鉴（2001，2006）1012。5实证

20、检验结果及分析利用 Eviews5.0 软件对数据进行分析得到回归结果。参见表 3.1。表 1回归结果VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.3.2003671.8198371.7586010.0966lnLABTRt-10.5684290.1228104.6285060.0002lnRUIGt-10.4022460.1890622.1275900.0483lnREt-1-0.7952350.597320-1.3313390.2007lnRHNIt-10.1811030.0726972.4911900.0234R-squared0.967275

21、Mean dependent var3.246818Adjusted R-squared0.959575S.D. dependent var0.289900S.E. of regression0.058287Akaike info criterion-2.650144Sum squared resid0.057756Schwarz criterion-2.402180Log likelihood34.15159F-statistic125.6188Durbin-Watson stat1.567125Prob(F-statistic)0.000000根据表 1，首先从统计意义和计量意义分析模型的

22、可靠性。从单个变量上看，在所有的解释变量的系数估计量中，除常数项 和 lnREt-1 的系数的 T 统计量值在 5%显著的水平下是 不显著的，而其他变量都是显著的，即拒绝系数为零的原假设，认为回归效果是显著的。从 模型的整体显著性看，F 统计量的值达到 125.62 远远大与 2.31，所以模型回归效果是显著的。 R2 值高达 0.967 说明回归效果拟合很好，解释变量能够解释被解释变量的大部分变动。因此，从统计意义上模型的拟合程度是很高的，具有很好的统计性质。从计量意义上看，T 值很高，F 值也很高，一般上可以排除多重共线性的存在；由于数据是时间序列数据，又可以认定异 方差性基本不存在；杜宾

23、-瓦森检验值达到 1.567 说明序列不存在显著的相关性，模型的计 量性质也是较好的。从这两个意义上看，变量的选取和模型的结构都是有效的。变量符号 1 和 2 为正，T 统计量都大于 2，其回归效果是显著的，与我们的假设相符。 表明上一年的农业劳动力转移量和城乡收入差距与本年的农业劳动力转移变化正相关。城乡 居民收入差距扩大，转移成本下降，预期转移收入增加，农村居民和农业劳动力转移力度加 大。变量符号 4 为正，T 统计量都大于 2，回归效果显著。这意味着现阶段，农村劳动力转 移后，劳动边际收入提高，收入的替代效应大于财富效应，农村居民增加工作时间，从而增 加非农就业活动，农业劳动力转移量增加

24、。教育指数的弹性系数为负值，这与我们的假设不符，这是出乎意料之外的。农村居民教 育水平的提高与农业劳动力的转移和流动的相关性较小，为弱负相关。这种结果的出现，我 将从两个角度进行分析。一方面，是与其他变量存在共线性造成的。我们剔除其他变量，仅 就教育指数作为解释变量进行回归分析，其系数为正，T 统计量为 14.45，远大于 2，回归 效果显著，也符合我们的假设。由于解释变量的共线性是为回归所假定的，且整个模型回归 效果较好，这里我们不再对共线性进行特别的检验。另一方面，反映了各地政府的倾斜性政 策对经济力量的扭曲。各地政府对进城劳动力的就业范围的严格限制，在行业进入、岗位获 得、工资报酬、社会

25、保障和福利、工作条件等方面歧视对待，使城乡劳动力市场割。分割的 劳动力市场使得文化程度较高的农业转移劳动力很难获得与其教育水平相应的高收入岗位， 从而其转移预期收入相对来说并不高，因而影响其转移意愿。这与我国农业转移劳动力主要 只能在建筑、餐饮服务业等对劳动力文化素质要求不高的行业从业的事实也是相符的。赵耀 辉（1997）13以四川省的数据进行实证分析，也证实了由于城乡分割的户籍和就业制度存 在，农村居民由于进城就业无法获得与其高教育水平相应的高转移收益，教育程度较高的人 并没有很强的动机想到城市就业。6小 结本文在国内外农业劳动力转移研究的基础上，构造了农村家庭时间分配和农业劳动力转 移模型

26、，并利用我国时间序列数据进行实证研究，分析我国经济结构转变和城乡居民收入差 距变化对农村劳动力转移的影响。研究发现，城乡居民收入差距扩大和农村居民收入增长与 农村劳动力转移和流动增加正相关，回归效果显著。同时，由于城乡就业市场分割，农村转 移劳动力就业处处受到限制和歧视，农村居民由于进城就业无法获得与其高教育水平相应的 高转移收益，没有很强的动机想到城市就业，也无法有效实现其教育收益。针对这一事实， 政府应给予适当关注，及时清理和取消针对农村居民进城就业等方面的歧视性规定和不合理 限制，统一城乡居民就业市场，提高农村居民教育收益率。参考文献1（美）阿瑟刘易斯.二元经济论（中译本）M.北京:北京

27、经济学院出版社,1989. 2（美）费景汉,古斯塔夫拉尼斯.劳动力剩余经济的发展（中译本）M.北京:华夏出版社,1989. 3（美）费景汉,古斯塔夫拉尼斯.增长和发展（中译本）M.北京:商务印书馆,2004. 4（美）西奥多W舒尔茨.改造传统农业（中译本）M.北京:商务印书馆,1987. 5（美）西奥多W舒尔茨.人力资本投资（中译本）M.北京:商务印书馆,1990. 6（美）托达罗.第三世界的经济发展（中译本）M.北京:中国人民大学出版社,1988.7 赵慧卿,周国富.我国农业剩余劳动力转移影响因素分析J.统计研究,1996,（4）.8 彭现美.HDI 在中国地区发展不平衡研究中的应用A.蔡昉

28、,万广华.中国转轨时期收入差距与贫困C.北 京:社会科学文献出版社,2006.9 中华人民共和国统计局.中国城市(镇)生活与价格年鉴Z.北京:中国统计出版社,2006. 10 中华人民共和国统计局.中国农村住户调查年鉴Z.北京:中国统计出版社,2006.11 中华人民共和国农业部.2007 中国农业发展报告Z.网址:http:/ 12 中华人民共和国统计局.中国农村住户调查年鉴Z.北京:中国统计出版社,2001.13 赵耀辉.中国农村劳动力流动及教育在其中的作用J.经济研究,1997,（2）.Agricultural Labor-Transfer in China and EmpiricalA

29、nalysisChen SenlinBusiness School of Hohai University, Nanjing (210098)AbstractBased on the foreign and domestic research on agricultural labor transfer, we establish a ruralhousehold time allocation and labor transfer model, and use the 1978-2005 time-series data of China to make an empirical analy

30、sis. The analysis result shows that the expanding of the income gap between urban and rural residents and the increasing of rural residents income is related to the growth of therural labor transfer，and the regression results are obvious. However, the cultural situations of the rurallabor force and the growth of the rural labor transfer is weak negative correlation.Keywords: agricultural labor transfer; time allocation; empirical analysis作者简介：陈森林（1974），男，河海大学商学院硕士研究生。主要研究方向：区域经济 规划与战略决策。