中國農村勞動力轉移與收入差距的關系研究發展中大國農村剩余勞動力轉移動因一個理論模型及來自中國的經驗證據

無論是發達國家的發展歷史，還是發展中國家的發展過程，農村勞動力轉移是農業轉型和經濟增長的最常見現象之一。工業化和現代化是必然結果和趨勢。特別是發展中大國,成功的農村勞動力轉移可以帶來經濟的快速發展和社會的繁榮穩定,而不當的農村勞動力轉移不僅會制約經濟發展,還會導致一系列社會問題。2004年以來,連續多個中央“一號文件”的出臺標志著中國政府對“三農”問題的高度重視,而作為解決“三農”問題重要途徑的農村勞動力轉移,無疑具有極其的重要性和緊迫性。農村勞動力轉移的動因一直是經濟學研究的一個重點,其中,發展經濟學的研究具有代表性。Lewis-Ranis-Fei模型將發展中國家經濟分為城市工業和農村農業兩個部門,且城市工業部門的勞動生產率遠高于農村農業部門,城鄉實際收入差距導致農村勞動力向城市轉移,直至兩個部門勞動生產率相等(Lewis,1954;RanisandFei,1961;RanisandFei,1964)。而Todaro模型則考慮了城市失業問題,認為城鄉期望收入差距而非城鄉實際收入差距是決定農村勞動力轉移的根本動因,并分析了多種勞動力市場政策對于解決城市失業問題的經濟效果(Todaro,1969;HarrisandTodaro;1970)。KelleyandWilliamson(1984)利用40個發展中國家的數據建立了一個動態可計算一般均衡模型,并用以評價各種因素對于第三世界城市增長的影響。Becker,MillsandWilliamson(1992)則利用印度1960年之后的經驗數據建立了一個動態可計算一般均衡模型,分析了印度城市化趨勢及其與經濟增長之間的關系。然而,這兩個一般均衡模型的起始點仍然是外生給定的城鄉生產率差距。可見,上述二元經濟模型都不能推導出城市工業部門的勞動生產率高于農村農業部門,農村勞動力轉移只是外生力量作用的結果(Henderson,2005)。Krugman(1991)的“中心—外圍”模型闡明了規模經濟與運輸成本之間的相互作用內生決定制造業和工人向城市集聚的作用機制,較好地解決了傳統二元經濟模型的上述不足。但是,Krugman模型假定農民不可跨區域流動,且不能轉變為工人,這接近于發達國家的現實卻不符合發展中國家的實際,因而也就無法直接應用于對發展中國家農村剩余勞動力轉移的研究。朱希偉(2004)認識到:對于發展中國家,尤其是像中國這樣的轉型國家而言,Krugman模型關于區域之間產品運輸存在成本、而勞動力遷移不存在成本等假設不合理。其一,由于戶籍制度及依附于戶籍制度之上的各種福利政策的存在,勞動力遷移成本要遠高于產品運輸成本;其二,勞動力遷移主要是從農村農業部門向城市工業部門的跨部門遷移。他通過引入部門間勞動力遷移成本和地區間技術差異,建立了一個農村勞動力轉移模型,并得出了新興制造業可以在外圍地區形成,從而縮小地區間差距的結論。何雄浪、李國平(2007)擴展了貿易成本的范圍,認為貿易成本不僅包括產品運輸成本,而且包括要素流動成本,并通過引入前后向產業聯系發展了可解的農村勞動力轉移模型。然而,包括上述模型在內的大多數新經濟地理模型都假定農業總產出與農業勞動力投入成正比,且農村中不存在失業。事實上,在多數發展中國家都存在大量農村剩余勞動力,中國尤為如此。可見,上述新經濟地理模型關于農業部門的假設顯然與發展中國家的事實不符。同時,它們也未考慮城市失業問題,且其結論不具有發展經濟學家所感興趣的政策含義。在國內,高國力(1995)把托達羅(Todaro)城鄉期望收入差距具體化為區域經濟收入差距,認為經濟區域發展的不平衡是農村勞動力轉移的重要因素之一。朱農(2002)基于湖北省問卷調查數據,使用Probit模型證實了城鄉收入差距對于勞動力遷移的正向作用。王格瑋(2004)利用中國第五次全國人口普查數據進行的經驗分析表明,地區間人均收入差距對勞動力遷移有顯著影響。程名望等(2006)運用動態宏觀經濟學遞歸方法和推拉理論建立的模型的推演表明,城鎮拉力是農村勞動力轉移的根本動因,并用經驗數據驗證了該結論。程名望、史清華(2007)基于嶺回歸模型的實證分析表明:1978年以來中國總體經濟增長對農村勞動力轉移有較大的促進作用,而城市服務業則是中國農村勞動力轉移的主要去向。而劉志忠等(2007)運用1996~2004年省級面板數據的實證分析表明,民營非農部門的出口貿易是促進農業剩余勞動力轉移的重要因素。此外,蔡昉(2001)認為,傳統的發展戰略及戶籍制度限制了農村勞動力轉移,改革開放雖放松了對勞動力轉移的控制,但在制度障礙依然存在的情況下,預期收入和人力資本稟賦都無法充分解釋勞動力轉移。李曉春、馬軼群(2004)考慮到中國的戶籍政策,修正了傳統的Harris-Todaro模型,并對各項政策的經濟效果進行了分析。李勛來、李國平(2005)從農村勞動力“轉移能力”的視角構建計量模型的分析表明,制度因素是阻礙農村勞動力轉移的主要因素之一。李陳華、柳思維(2006)通過建立一個簡化的Harris-Todaro模型,分析了各種城市政策對農村勞動力轉移的影響。由上可見,傳統二元經濟模型不能內生決定城鄉收入差距,從而無法進一步解釋發展中國家農村勞動力轉移的動因;新經濟地理模型盡管能內生說明勞動力向城市的集聚,但忽視了城市失業和農村剩余勞動力,且其結論缺乏政策含義;而國內相關研究雖對國情有所側重,但城鄉收入差距同樣也不是內生決定的,因而無法深刻揭示發展中國家農村勞動力轉移的動因。本文以新經濟地理模型中具體的生產函數和效用函數替代Harris-Todaro模型中抽象的生產函數和效用函數,將Harris-Todaro模型與新經濟地理模型結合,同時賦予農村剩余勞動力假設,并考慮中國特有的戶籍制度所導致的勞動力遷移成本,建立一個內生的農村勞動力轉移模型,以更深入地解釋中國農村勞動力轉移的動因與機理,進而利用中國的歷史數據對該模型進行計量檢驗,并提出政策啟示。本文結構安排如下:第二部分是理論模型,第三部分為經驗分析,最后是結論及政策啟示。二、理論模型(一)模報酬遞增技術生產非農產品假設經濟體存在兩個區域:區域1(城市)和區域2(農村),其人口總量為L且每人擁有單位同質勞動力。初始時,城市是非農產業區,采用規模報酬遞增技術生產非農產品,其人口在人口總量中所占比例為h(即城市化水平,0<h<1)。假定城市就業率為e,則城市就業人數為:城市失業人數為Lh(1-e)。農村是農業區,農民在人口總量中所占比例為(1-h),則農民數量為L(1-h)。假定以單位農產品價值作為計價標準,即農產品價格為1,同時,假定非農產品和農產品在區域間貿易不存在成本(參見朱希偉,2004),故城市和農村的生活費用指數相同。(二)初始平衡1.農產品需求最大化為簡化分析,假定消費者具有相同的偏好,代表性消費者效用函數為:U=CmgCa1-g。其中,mC為非農產品消費量綜合指數(非農產品為若干具有不變替代彈性的差異化產品),Ca為農產品消費(農產品為單一同質產品),g為非農產品消費在消費支出中所占份額(g為外生變量且0<g<1),(1-g)為農產品在消費支出中所占份額。而非農產品消費量綜合指數定義為:其中,n為非農產品種類數,σ為非農產品之間的替代彈性(σ>1),iC為第i種非農產品的消費量。(1)代表性城市工人消費均衡。假定就業城市工人工資為1W,失業城市工人工資為0,且城市雇主在求職者中隨機挑選雇員。因此,工人在城市找到工作的概率等于城市整體的就業率,故城市工人(包括就業城市工人和失業城市工人)的期望收入為eW1。同時假定消費者將期望收入作為預算約束以實現效用最大化,那么,代表性城市工人效用最大化問題可以表述為:其中,為代表性城市工人的非農產品消費量綜合指數;Ca1為代表性城市工人的農產品消費;iP為第i種非農產品的價格;Ci1為代表性城市工人對第i種非農產品的需求。求解該效用最大化問題,通過拉格朗日定理推導可得:(3)式中,為非農產品價格指數。(2)代表性農民消費均衡。假定農村農民收入為Wp,且農村不存在(顯性)失業,故代表性農民的期望收入為Wp,其效用最大化問題可以表述為:其中,為代表性農民的非農產品消費量綜合指數;Cap為代表性農民的農產品消費,Cip為代表性農民對第i種非農產品的需求。同理,求解該效用最大化問題,可得:2.勞動力供給與消費結構(1)非農產品廠商生產均衡。本文在D-S(DixitandStiglitz,1977)壟斷競爭分析框架下討論。假定非農產品生產只使用一種生產要素,即勞動力,且假定企業具有相同的規模報酬遞增生產技術,代表性企業的生產函數為:(6)式中,Li1為代表性企業生產所使用的勞動量,Xi為代表性企業的產出,T為技術水平(T>0),a和b分別表示固定勞動力投入和邊際勞動力投入。假定城市產業不存在范圍經濟,由于具有規模報酬遞增生產技術,故每一種產品只由一個企業生產,且每一個企業也只生產一種產品,企業數等于產品種類數,生產企業具有一定的壟斷力量。由(6)式可知,代表性企業的利潤函數為:再由(3)式和(5)式可以看出,若產品種類數足夠多,則代表性城市工人與代表性農民對第i種非農產品的需求價格彈性皆為σ(1),生產企業的產品最優定價為:由于企業可以自由進出,故最終企業利潤為零。將(8)式代入(7)式并令其等于零,得到代表性企業的產量為:再將(9)式代入(6)式,得到代表性企業所使用的勞動量為:(2)農產品廠商生產均衡。考慮到中國人多地少的客觀事實,假定在農業中,土地資源是固定且稀缺的,而勞動力資源非常豐富。因此,農業總產量Xp只隨農業技術水平的變化而變化,與勞動力投入無關,即農村存在大量的剩余勞動力,農村勞動力轉移對農業總產量沒有影響,且農民收入根據農業的平均產量來支付,故代表性農民的收入為:(11)式中,Lp為農業生產中使用的勞動量(農民數量)。(12)式中:k為偏離系數,它反映了居民的消費結構相對于資源稟賦結構的偏離程度。容易證明,此時非農產品與農產品市場也實現了均衡。(三)農村剩余收入與穩定平衡1.向城市遷移為下文表述方便,本文稱進城務工農民為農民工。假定除承擔城市工人所存在的失業風險外,農民工進城還需承擔遷移成本。此處,遷移成本主要包括戶籍制度及依附于戶籍制度的各種福利政策(例如養老、醫療、住房和教育等政策)所導致的成本。農村勞動力轉移假定采用Samuelson(1954)的“冰山”形式,遷移成本系數為τ(τ≥1),即從農村遷移出的τ單位勞動力中只有1單位能到達城市,其余的(τ-1)單位勞動力在遷移過程中損耗掉了。因此,戶籍制度控制越寬松,則遷移成本系數τ越小,反之,則反是。同時,由(12)式可得,農民工的期望收入為:按照Harris-Todaro模型的核心思想,農村勞動力根據城鄉期望收入差距來決定是否向城市遷移。初始時,如果k>τ,那么,農民工的期望收入將大于農民的期望收入(Wp),所以,農民向城市遷移;如果k≤τ,則農民工的期望收入將小于等于農民的期望收入,故農民不會遷移。而根據恩格爾定律,隨著經濟社會的發展、人們生活水平的提高,居民消費結構中用于食品的支出比例將不斷下降,即(1-g)不斷下降,相應地,g將不斷上升。于是,由(13)式可知:k也將不斷上升。如果τ值不是太大,k將大于τ,使得農民工的期望收入大于農民的期望收入,從而導致農民向城市遷移。可見,不管初始時k值如何,隨著經濟社會的發展,g值將不斷上升,k值也將不斷上升。只要τ值不是太大,k將大于τ,農民工的期望收入大于農民的期望收入,導致農民向城市遷移。且k值越大,則農村勞動力的城鄉期望收入差距越大,農民向城市遷移的動機越強。因此,非農產品消費比重g的提高是農村勞動力轉移的根本動因。三、經驗分析(一)制度變遷指數fgjr本文基于(14)式建立如下多變量VAR模型:(15)式中,yt=(LnTL,Lnh,Lng,LnI)′,α為常數,A1,A2,…,Ap為參數矩陣,p為滯后階數,et為擾動向量。TL表示農村勞動力轉移數量,本文采用陸學藝(2004)的計算方法,即城鎮從業人數減去城鎮職工人數得到進入城市就業的“農民工”人數,鄉村從業人數減去農業就業人數得到農村中非農勞動力數量,二者之和就是農村勞動力轉移總量。h為城市化水平,用城市人口占總人口的比重表示。g代表消費支出中非農產品所占比重,由于非農產品消費比重數據難以獲得,同時本文理論模型假設經濟為封閉經濟且不存在儲蓄,故本文用非農產業比重作為g的替代變量來近似衡量。上述變量數據來自1982~2009年《中國統計年鑒》(1)和《中國農村統計年鑒》(2)。I為制度變遷指數,它反映了農村勞動力的遷移成本。本文在借鑒李勛來、李國平(2005),陳宗勝等(1999),樊綱、王小魯(2004),金玉國(2001)對中國制度變遷和市場化進程測度方法的基礎上,設定以下四個變量測度影響中國勞動力市場發育的制度變遷過程。一是非國有部門就業比重(FGJR)。即非國有部門就業人數占城鎮總就業人數的比例。由于非國有部門是農村轉移勞動力就業的主要場所,因此,非國有部門就業比重的高低可以反映經濟成分的變化對農村轉移勞動力的影響。二是市場化分配資源的比重(SCFR)。勞動力是一種重要的生產資源,市場化制度變遷表現為市場分配勞動力資源的比重越來越大。國際經驗也表明,市場化程度較高的國家,政府分配資源的程度一般來說比較低。本文采用GDP中由市場分配的比重近似地反映資源分配方面的市場化程度。其測算公式為:(GDP-國家財政收入)/GDP,其中,國家財政收入不包括債務收入。三是市場化投資率(SCHTZR)。它是全社會固定資產投資中“利用外資”、“自籌投資”、“其他投資”三項指標的比重之和,因為這三項投資的規模基本是由市場決定、投資者自主決策的,其比重大小大致可以反映投資領域的市場化程度。四是對外開放程度(DWKF)。本文使用出口依賴度來表示,為出口額與GDP的比值。以上四個變量數據來自1982~2009年的《中國統計年鑒》。對其進行主成分分析,得第一主成分:F1=0.55DWKF+0.564SCHTZR+0.299SCFR+0.538FGJR,其方差占總方差的比例為71.89%;第二主成分:F2=-0.305DWKF+0.145SCHTZR+0.882SCFR-0.329FGJR,其方差占總方差的比例為23.46%。這說明,第一、第二主成分總共代表了原來四個變量95.35%的信息。再以各自的貢獻率為權重求和得綜合主成分:為保持量綱的統一(即I為百分數,且各項權重之和等于1),將F再加權得制度變遷指數:模型各變量的描述性統計見表1。為避免時間序列變量的不平穩性而產生偽回歸,本文采用ADF檢驗法對各變量做單位根檢驗,經多次嘗試,選定合適的檢驗形式和滯后階數后,得檢驗結果如表2所示。由表2可以看到,LnTL、Lnh、Lng、LnI在5%的顯著性水平下都是非平穩的,而其一階差分?LnTL、?Lnh、?Lng、?LnI在5%的顯著性水平下都是平穩的,即農村勞動力轉移數量、城市化水平、非農產品消費比重、制度變遷指數的對數時間序列在5%的顯著性水平下均為一階單整過程,因而可以對其進行協整分析。(二)“長期說”的檢驗結果:“城市基于VAR模型殘差的無自相關性和正態分布檢驗,VAR模型的最優滯后階數為3,由此,可確定Johansen協整檢驗的滯后階數為2。Johansen協整檢驗結果見表3。由表3可以看出,LnTL、Lnh、Lng、LnI變量之間存在兩個協整關系,其中第一個協整關系式為:從上述協整方程下括號中的數字(為各變量的t統計量)可以看出,所有變量都通過了5%水平的顯著性檢驗。由此可以得出,從長期來看,農村勞動力轉移數量與城市化水平、非農產品消費比重、制度變遷指數三個變量之間存在穩定關系,且與理論模型的預期結果相一致。具體來講,在長期中,城市化水平每提高1%,將使農村勞動力轉移數量減少1.03%;而非農產品消費比重每增加1%,將使農村勞動力轉移數量增加2.54%;制度變遷指數每提高1%,將使農村勞動力轉移數量增加4.7%。基于協整方程,可估計出誤差修正模型:(17)式中,EC(-1)為誤差修正項。將(17)式中的系數依次記為iφ,其中,i=1,2,…,10,則基于誤差修正模型的格蘭杰因果關系檢驗結果如表4所示。從表4可看出,原假設1被接受,說明非農產品消費比重不是農村勞動力轉移的短期因,但原假設2被拒絕,說明非農產品消費比重是農村勞動力轉移的長期因,這從一定程度上驗證了非農產品消費比重的提高是農村勞動力轉移的根本動因這一基本結論;原假設3、4、5、6都被拒絕,則說明城市化水平、制度變遷指數也同時為農村勞動力轉移的短期因和長期因。(三)農村勞動力轉移數量的沖擊顯著性協整檢驗分析了變量間存在的長期穩定關系,而脈沖響應函數和方差分解則能進一步反映變量間相互沖擊所產生的動態響應特征以及每一沖擊的貢獻度。脈沖響應函數刻畫的是在誤差項加入一個標準差大小的沖擊對內生變量的當前值和未來值所帶來的影響。本文通過Cholesky分解使誤差項正交,從而建立農村勞動力轉移及其影響因素的脈沖響應函數模型,并得到農村勞動力轉移數量對各影響因素的脈沖響應曲線和脈沖累積響應曲線(如圖1至圖5所示)。從圖1~圖4可以看出,農村勞動力轉移數量對其自身一個標準差沖擊的響應在第1期就達到最大值0.045836,隨后迅速下降至接近零的水平,接著開始起伏波動,并逐漸趨于零,基本表現為正效應;農村勞動力轉移數量對城市化水平一個標準差的沖擊在第1期沒有響應,在第2期產生了一個較小的正效應,隨后效應波動下降,并于第11期達到最小值-0.011040,之后上升并逐漸趨于零,除少數幾期為正效應外,絕大部分時期皆為負效應;農村勞動力轉移數量對非農產品消費比重一個標準差的沖擊在第1期也沒有響應,之后效應迅速上升并于第3期達到最大值0.044412,而后波動下降,但效應始終為正并逐漸趨于零;農村勞動力轉移數量對制度變遷指數一個標準差沖擊的響應與非農產品消費比重的效應相似:在第1期沒有響應,之后效應迅速上升并于第3期達到最大值0.029151,隨后波動下降,但效應始終為正并逐漸趨于零。從圖5可以看出,除農村勞動力轉移數量對城市化水平的脈沖累積響應主要為負外,農村勞動力轉移數量對其余三個變量的脈沖累積響應在所有響應期皆為正,表明城市化水平對農村勞動力轉移的長期效應基本為負,而農村勞動力轉移數量本身、非農產品消費比重和制度變遷指數對農村勞動力轉移數量的長期效應則全部為正;且農村勞動力轉移數量對非農產品消費比重和制度變遷指數的脈沖累積響應都較強。此外,還可以看出,農村勞動力轉移數量對城市化水平、非農產品消費比重和制度變遷指數的脈沖響應存在一定的滯后期。方差分解描述了每一沖擊對內生變量變化的貢獻度,說明了各隨機擾動的相對重要性。本文基于Sims方差分解法,采用漸進解析法,得到農村勞動力轉移數量的方差分解結果(見表5)。由表5可以看出,中國農村勞動力轉移數量在第1期只受其自身波動的影響,城市化水平、非農產品消費比重和制度變遷指數對農村勞動力轉移數量的影響到第2期才有所體現,且強度較小,分別為2.97%、10.80%和6.16%,累計僅為19.93%;但隨后這三個因素的影響迅速增強,至第8期時基本穩定,其影響強度分別達到3.28%、51.00%和15.27%,累計達69.55%。結合脈沖效應分析可知,非農產品消費比重和制度變遷指數都對農村勞動力轉移產生促進作用,而城市化水平對農村勞動力轉移具有抑制作用。四、農村勞動力轉移的提高方向傳統二元經濟模型不能內生決定城鄉收入差距,從而無法深入解釋發展中國家農村勞動力轉移的動因;而新經濟地理模型盡管能內生說明勞動力向城市的集聚,但它忽視了城市失業和農村剩余勞動力,且結論缺乏政策含義。本文將Harris-Todaro模型與新經濟地理模型相結合,同時賦予農業剩余勞動力假設,并考慮中國特有的戶籍制度所導致的勞動力遷移成本,建立了一個內生的農業勞動力轉移模型。其主要結論為:非農產品消費比重提高是農村勞動力轉移的根本動因;遷移成本下降將促進農村勞動力轉移;而城市化水平提高可能減緩農村勞動力轉移。利用中國數據進行經驗分析,本文得到了與理論模型相一致的結論,由此得出兩點政策啟示:第一,深化收入分配制度改革,提高非農消費比重。根據恩格爾定律,隨著經濟社會的發展、國民收入的提高,居民消費中食品支出的比例不斷下降,非農消費比重相應提高。當前,在中國人均收入水平較低且收入分配差距擴大的情況下,應進一步深化收入分配制度改革,建立企業職工工資正常增長機制和支付保障機制,提高扶貧標準和最低工資標準,逐步增加居民顯性收入;同時,要加快建立覆蓋城鄉居民的社會保障體系,逐步提高保障水平,增加居民隱性收入,扭轉收入分配差距擴大的趨勢,從而提高非農產品消費比重。第二,加快以戶籍制度為中心的綜合制度改革,降低農村勞動力遷移成本。戶籍制度及依附于戶籍制度之上的各種福利政策(包括就業、養老、醫療、住房和教育等政策)是形成城鄉二元結構的制度性根源。雖然隨著中國改革的深入,其約束作用有所下降,但由于制度慣性及部門間利益沖突,改革進展相對緩慢。然而,就中國經濟發展的大局來看,加快推進以戶籍制度為中心的綜合制度改革,降低農村勞動力遷移成本,建立城鄉統一的勞動力市場,不僅是加快農村勞動力轉移的需要,也是適應社會主義市場經濟發展、促進人才資源合理配置、確保經濟長期穩定發展的客觀要求。一、總結3.如何確定品種類型根據非農產業勞動力市場均衡條件,由(1)式和(10)式可得:Lhe=nTaσ。故產品種類數(即企業數量)為:再根據農業勞動力市場均衡條件,由(2)式、(4)式和(11)式可知:LheW1(1-g)+L(1-h)Wp(1-g)=L(1-h)Wp。所以,城市工人的期望收入為:2.農村勞動力轉移的原因現假定向城市遷移的農民在總勞動力中所占比例為?h,那么,遷移后農民數量為:L′P=L(1-h-?h)。根據(