農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移人口規(guī)模能否直接促進轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應的增長

摘要：改革開放以來，我國農(nóng)村出現(xiàn)了翻天覆地的變化，尤為顯著的是農(nóng)村勞動力發(fā)生大規(guī)模轉(zhuǎn)移和流動。農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)的這種變化表現(xiàn)為資源的再配置過程，為我國經(jīng)濟持續(xù)增長提供了內(nèi)在動力。但是農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移人口并非越多越好，其還要依托于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，共同作用，產(chǎn)生最大轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應，從而最大化地促進我國經(jīng)濟增長。

關鍵詞：農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移人口；農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應；協(xié)整；Granger因果檢驗

改革開放以來，隨著我國農(nóng)村生產(chǎn)力的解放，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率得到了極大的提高，推動了農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移。特別是20世紀80年代中期以后，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移速度逐漸加快，規(guī)模逐步擴大，不僅是中國經(jīng)濟社會全方位變革的主要推動力量，而且也成為中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的重要因素，直接促進了經(jīng)濟的增長。

一、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移人口與其轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應的測算

我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移人口數(shù)量MP1978-2003年的數(shù)據(jù)來自蒲艷萍、吳永球，筆者按該方法計算了2004-2006年。農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應是指勞動力再配置帶來的經(jīng)濟效益，屬于資源再配置效益或結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換效益，測算時采用統(tǒng)一的計算方法：G=∑WidxiXi，Wi表示部門的產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重，Xi表示i部門的勞動力占總就業(yè)人口的比重。該式是勞動生產(chǎn)率的增長率分解得到的關于勞動力結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)移的表達式。另外，需要說明的是，為研究農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移情況，本文把經(jīng)濟部門簡單劃分為農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)部門。兩組數(shù)據(jù)圖示如下：

二、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移人口與其轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應之間關系分析

比較上面兩圖，可見農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應的趨勢圖與轉(zhuǎn)移人口的趨勢圖波動周期十分相似。

從邏輯上兩者形成一定的關系，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應的產(chǎn)生，是由于勞動力從生產(chǎn)率低的部門轉(zhuǎn)向生產(chǎn)率高的部門，使得資源配置趨于合理，其結(jié)果是產(chǎn)出增加，即促進經(jīng)濟增長。這種勞動力結(jié)構(gòu)性的調(diào)整程度，或者說勞動力資源的再配置過程的強度，直觀地表現(xiàn)在農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移人口的規(guī)模。但是兩者的計算范圍和基點不一樣，數(shù)量上并不一定形成因果聯(lián)系。轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應從生產(chǎn)函數(shù)出發(fā)，對未知的經(jīng)濟增長中由于產(chǎn)業(yè)間生產(chǎn)率水平的不同而分解出來的勞動力重新配置的結(jié)構(gòu)效應，不僅考慮勞動力的結(jié)構(gòu)，也注重產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，因此，它比較全面地描述了勞動力結(jié)構(gòu)變化，通過改變各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出，從而推動三產(chǎn)之和—經(jīng)濟增長的變化，因此這部分增長率的解釋是無法用資本和勞動力等生產(chǎn)要素投入的多少來說明的。轉(zhuǎn)移人口，它脫離于產(chǎn)出的變化，而純粹從勞動力的結(jié)構(gòu)出發(fā)計算而得。所以，從這些方面來看，轉(zhuǎn)移人口的變化和轉(zhuǎn)移人口的這種類似的吻合是否真是經(jīng)濟上的聯(lián)系，還是數(shù)據(jù)上的趨勢巧合，還有待于做進一步分析。

三、實證分析

為分析兩者是否存在長期穩(wěn)定關系，之間是否有因果聯(lián)系，我們采用對數(shù)線性模型對該兩變量展開具體分析。對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移人口進行自然對數(shù)變換，記為：LnG、LnMP。

(1)單位根檢驗

表1 兩變量的ADF單位根檢驗結(jié)果

變量檢驗形式ADF值1%的臨界值是否平穩(wěn)

LnG-8.468212

LnMP(0，0，0）-2.212812-2.650145是

ΔLnG(T，0，1）-8.468212-3.699871否

ΔLnMP(0，0，0）-2.202312-2.650145是

Δ2LnG(C，T，0)-8.320643-4.339330否

Δ2LnMP(0，0，1)-4.797402-2.660720是

(0，0，0)-2.656915是

注：Δ表示一階差分，Δ2表示二階差分；檢驗形式（C，T，L）中的C、T、L分別表示模型中的常數(shù)項，時間趨勢項和滯后階數(shù)；滯后期的選擇以施瓦茨信息準則（SC）為依據(jù)。

由表三可見，在1%的顯著性水平下，LnG和LnMP二階差分序列都是同時平穩(wěn)的，所以是二階單整序列，即：I(2)。這樣就可以對這兩個變量做協(xié)整檢驗，檢驗其變量之間是否存在長期的穩(wěn)定性。

(2)協(xié)整檢驗

采用EG檢驗，序列LnG和LnMP都是同階單整的，做兩變量的回歸方程，即有：

LnGt=α+βLnMPt+εt

用和表示回歸系數(shù)的估計值，則模型殘差估計值為：=LnGt--LnMPt若≈I(0)，即殘差序列平穩(wěn)，則LnMpt和LnGt具有協(xié)整關系。

利用該方法進行轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應的變換形式LnG和轉(zhuǎn)移人口的變換形式LnMP的協(xié)整檢驗，用OLS方法估計的回歸方程：

LnG=-41.30301+4.351625LnMP+ε

(-8.429153) (8.112279)

R2=0.709080 F=65.80906

令ε=LnG-41.30301+4.351625LnMP

檢驗殘差項是否平穩(wěn)，即是否I(0)序列。ADF檢驗統(tǒng)計量-3.986明顯小于顯著性水平為1%時的臨界值-2.65，所以估計殘差序列ε為平穩(wěn)序列。由此表明LnG與LnMP之間存在協(xié)整關系，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應和轉(zhuǎn)移人口之間存在長期動態(tài)均衡關系。

(3)Granger因果檢驗

經(jīng)濟時間序列常出現(xiàn)偽相關問題，即經(jīng)濟意義表明幾乎沒有聯(lián)系的序列卻可能計算出較大的相關關系，其實只是數(shù)字的巧合而已。通過Granger因果檢驗可以判定是否存在偽回歸。它采用的方法是：先估計當前的y值被其自身滯后期所能解釋程度，然后驗證通過引入序列x的滯后期能否可以提高y的被解釋程度。如果是，則序列x是y的Granger成因。對序列LnG和LnMP做Granger因果檢驗，輸出結(jié)果見表4。

表2 Granger因果檢驗

因果關系假定滯后期數(shù)F統(tǒng)計量P值

LnMP不是LnG的格蘭杰原因11.200160.28373

LnMP不是LnG的格蘭杰原因20.204990.81620

LnMP不是LnG的格蘭杰原因30.439690.72725

LnMP不是LnG的格蘭杰原因40.363200.83131

LnMP不是LnG的格蘭杰原因51.800240.18203

LnMP不是LnG的格蘭杰原因64.673230.01612

由表4檢驗結(jié)果表明：農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應與轉(zhuǎn)移人口之間，并不存在所有滯后期的格蘭杰因果關系；滯后6期的LnMP是LnG的格蘭杰原因，說明轉(zhuǎn)移人口的增長對轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應在第6年產(chǎn)生效應；而滯后期1～5年格蘭杰因果檢驗的效果均非常差，說明MP對G有比較滯后的促進作用，短期影響遠沒有長期影響明顯，可見，轉(zhuǎn)移人口的積累效應將有利于轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應的發(fā)揮，從而促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。對于為何周期為6，我們可以從國家對人口轉(zhuǎn)移限制的政策出臺時間做一個比較，以1978年為始年，1984年我國出臺政策，明確指出允許農(nóng)民自備口糧進入小城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移；1992年中國非國有部門迅速發(fā)展，掀起了轉(zhuǎn)移人口的又一波高潮；1997年開始的東南亞金融危機影響對我國的出口貿(mào)易和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了重大的負面影響，城市下崗職工增加，農(nóng)民負擔加重等等都影響著我國農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移；到2002年又出現(xiàn)了轉(zhuǎn)折，之后幾年又呈現(xiàn)人口轉(zhuǎn)移高潮。因此從這幾個轉(zhuǎn)折年份看，平均周期就是6年。

四、結(jié)論

從以上分析，可以認為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移人口并不是越多越好，它對轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應的沖擊正作用，一方面需要國家制度環(huán)境的許可和推動，適度放開戶籍制度的限制條件，以保證農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移循序漸進，既有利于農(nóng)村發(fā)展，也給城市容納量以緩沖的時間，共同促進轉(zhuǎn)移人口在最佳滯后期發(fā)揮有利功效；另一方面通過勞動力的轉(zhuǎn)移改變就業(yè)結(jié)構(gòu)，還依賴于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動，才能真正持續(xù)促進轉(zhuǎn)移經(jīng)濟效應的增長，從而促進經(jīng)濟增長，單憑勞動力在產(chǎn)業(yè)間的結(jié)構(gòu)變化而沒有同步的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，對經(jīng)濟增長的作用會減弱很多，時間上也會滯后比較久。

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（作者單位：浙江工商大學統(tǒng)計與數(shù)學學院）

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