基于農村勞動力結構調整的浙江省城市化進程實證分析

方飛虎 史學鋒 陳惠源

摘要:隨著浙江經濟的快速發展,大量農村剩余勞動力轉移,加快了浙江城市化水平的提高。文章通過構建浙江農村勞動力結構調整和城市化進程模型,對農村勞動力轉移的影響要素進行了量化分析。結果顯示,反映農村勞動力轉移空間的二、三產業占GDP比重、第三產業就業比重、非國有部門的就業比重等3個指標影響最大,反映政策因素的市場化分配資源比重和固定資產投資占GDP比重影響較大。

關鍵詞:勞動力轉移;城市化;實證分析

一、問題的提出

城鄉協調發展和區域協調發展是關系我國現代化前途的兩大問題,但在我國城鄉發展差距不斷擴大的今天,研究區域城市化問題顯得更加緊迫和必要。近十幾年來,廣大學者對影響我國城市化進程的因素進行了廣泛的探討,但多以定性分析為主,定量研究不多。世界各國城市化發展的歷史經驗證明,城市人口的增長主要依靠農民的分化,我國城市化加快的原因也是由于大規模農村人口進入城市所致。農村剩余勞動力流入城市,參與城市經濟建設,帶來了城市化水平的提高。

隨著浙江經濟發展水平的不斷提高,導致農村剩余勞動力更大轉移,帶來了人口、資源等各種生產要素的聚集,人們的居住地由相對分散且規模不大的村落向城市集中,人們的就業也由第一產業向第二、三產業轉移,城市在經濟發展中的核心作用日益增強,從而帶來規模經濟和聚集經濟。城市化規模的擴大,加快了城市化進程。盡管浙江省經濟發達、城市化初具規模、經濟發展又極具活力,但是人口、資源、環境和經濟增長等關系如何健康和諧地進一步發展也面臨著嚴峻的挑戰。

二、浙江農村勞動力轉移和城市化水平的現狀

與全國其他地區相比,浙江省的城市化水平比較高。從2000年全國第5次人口普查的數據看出,浙江的城市化水平(48.67%)高于全國平均水平(36.09%),位居全國第8,在華東6省1市中僅次于上海,列第2位,而且已經超過了世界范圍城市化的平均水平(47%)。2004年浙江省城市化水平更是達到54%,高出全國水平(41.8%)12.2個百分點。

浙江的城市化進程,真正意義上是從20世紀80年代中后期開始的。以浙江省非農人口比重(非農人口數/總人口數)作為城市化指標,對浙江省改革開放以來非農人口的比重進行分析,研究表明(見圖1),浙江省城市化建設主要開始于1985年,從1995年起,浙江省的非農人口比重大幅提升,到2007年為止已接近30%。

三、農村勞動力結構調整與城市化進程關系實證模型

城市化的實質是農村勞動力及其供養人口向非農產業轉移、并向城市(鎮)集聚的過程。所以,城市化進程取決于農村勞動力轉移的速度。顯然,城市化水平和勞動力轉移是一個多因素綜合影響的過程。一般而言,農村剩余勞動力越多,勞動力的轉移動力和轉移能力越強,二、三產業的就業空間越大以及轉移的制度性障礙越小,就越有利于農村剩余勞動力的轉移,就越有利于城市化提高。因此在影響農村勞動力人口轉移和城市化進程的因素中我們選取其中較為主要的8個因素,包括:

第一產業勞動生產率。第一產業勞動生產率的高低與變化快慢,反映農村勞動力由第一產業“釋放”的數量大小和速度,是農村剩余勞動力供給的源泉,農業生產率越高,就會有越多的人農村勞動力從農業生產中解放出來,投入到第二、三產業中去。

從事農業期望收入。反映了農村剩余勞動力轉移的物質能力。

從事非農勞動的預期收入。期望獲得更高的收益是農村剩余勞動力轉移的原動力,預期收入越高,農村勞動力轉移的動機越強。

二、三產業產值占GDP的比重、第三產業的就業比重和非國有部門的就業比重。這3個指標一定程度上反映了農村勞動力轉移空間的大小。這是因為農村勞動力的轉移空間既取決于二、三產業的經濟規模,又與經濟結構(包括產業結構和所有制結構)密切相關,在現實中,非國有部門與第三產業已越來越成為農村勞動力轉移的主渠道。

政策因素。根據相關的研究成果,設定市場化分配資源比重、固定資產投資占GDP比重作為測定政策因素的指標。

根據以上內容建立農村勞動力結構調整和城市化進程模型:

LnY=α+LnX1+LnX2+LnX3+LnX4+

LnX5+LnX6+LnX7+LnX8+ε

式中:Y表示非農人口比重,X1表示第一產業的勞動生產率,X2表示從事農業期望收入,X3表示從事非農勞動的預期收入,X4表示二、三產業占GDP比重,X5表示第三產業就業比重,X6表示非國有部門的就業比重,X7表示市場化分配資源比重,X8表示固定資產投資占GDP比重。

(一)數據處理

非農人口比重用非農人口數和總人口數比值表示;第一產業的勞動生產率用第一產業產值與第一產業從業人數的比值表示;從事農業期望收入用農民人均純收入代替;從事非農勞動的預期收入用城鎮職工平均工資近似;二、三產業占GDP比重用第二產業和第三產業產值總和與GDP比值表示;第三產業就業比重用第三產業就業人數和就業人數比值表示;非國有部門的就業比重用非國有部門就業人數和就業人數比值表示;市場化分配資源比重采用GDP中由市場分配的比重近似地反映,其測算公式為:(GDP-省財政收入)/GDP;固定資產投資占GDP比重用固定資產投資額和GDP比值表示。

根據模型需要采集各種要素1985年至2007年的時間序列數據,并且對所有數據根據以上要求進行處理。所有數據均來自歷年的浙江省統計年鑒或根據浙江統計年鑒的相關數據計算獲得。

(二)模型建立

由于8個自變量之間存在著多重共線性,所以采用主成分分析方法,對自變量指標體系進行降維處理。利用SPSS軟件進行主成分分析,分析如下:

1、8個自變量的平均數和標準差(見表1)

2、2個最大特征值所占比例達到了97.667%

這說明用2個主成分可以代表原來8個要素的97.667%的信息,即:

F₁=0.128stdLnX1+0.155stdLnX2+

0.261stdLnX3+0.152stdLnX4+

0.203stdLnX5+0.168stdLnX6-

0.0412stdLnX7+0.252stdLnX8

F₂=0.047stdLnX1-0.003stdLnX2-

0.210stdLnX3+0.002stdLnX4-

0.100stdLnX5-0.028stdLnX6+

0.649stdLnX7-0.209stdLnX8

3、以F1和F2為自變量,以LnY為應變量,利用SPSS軟件進行線性回歸分析,得到以下回歸方程。

LnY+2.998+0.205F1+0.016F2

其中:

R₂=0.981,F=522.532,P=0.000,

D.W=1.073

回歸方程擬合較好,并且各個自變量均在顯著水平為0.05下通過檢驗。將變換為原來的解釋變量,得到回歸方程:

LnY=-0.779+0.040LnX1+0.037LnX2+

0.046LnX3+0.332LnX4+0.135LnX5

+0.030LnX6+0.055LnX7+0.161LnX8