勞動力流動對經濟發展的貢獻度研究

摘要:改革開放以來，大量農村剩余勞動力開始向經濟發達省份流動，滿足了經濟快速增長對勞動力的需求。根據相關數據計算，2001—2008年農村剩余勞動力流動對非農產業增長的貢獻率保持在1%左右。因此，政府應該采用一定措施以鼓勵促進農村剩余勞動力向非農產業的轉移，這樣必將會提高農民工對經濟增長的貢獻度。

關鍵詞:流動勞動力;農民工，經濟增長

中圖分類號:F240 文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)14-0160-02

隨著我國國民經濟的快速發展及工業化和城市化步伐的加快，勞動力由農業部門向城市非農業部門轉移是一國在經濟發展過程中消除二元經濟、走向現代化的必由之路，它既是經濟發展的必然結果，也是經濟發展邁向新階段的必要條件。1985年，實行家庭聯產承包責任制后，出現了農村富余勞動力大規模向城市、沿海轉移，極大地促進了沿海省份的經濟發展，國內外學者都對農村勞動力的流動進行了研究。

一、勞動流動對經濟發展的現有理論成果

(一)外國學者理論

1.劉易斯理論，即二元經濟結構模型。這一理論認為，發展中國家普遍存在著兩個截然不同的經濟部門，一個是城市資本主義化的工業部門;另一個是傳統的低生產率鄉村農業部門。農業部門剩余勞動力轉移到工業部門的關鍵在于資本家的利潤投資，當資本家的利潤用于投資時，工業部門的生產就擴大，從農業部門吸收的剩余勞動力就增加，這一發展態勢一直持續到把農村剩余勞動力全部轉移到工業部門為止。

2.拉尼斯-費景漢理論。這一理論認為，農業剩余勞動力向工業轉移的先決條件是農業勞動生產率的提高和剩余產品總量的增長，農業剩余勞動力轉移的速度取決于人口增長率、農業的技術進步率和工業部門資本存量的增長。

3.托達羅理論。托達羅理論的精神實質可理解為農村勞動力流動的勞動者心理動機論。這種理論認為，農村剩余勞動力是否轉移到工業部門的決策，不僅取決于城鄉實際收入差異，而且還取決于預期收入差異，如果流入城市的預期收入高于農業的就業收入，即使城市存在失業，人口也會不斷流向城市，這一理論較好地解釋了城市失業率存在的原因。

(二)國內學者理論

國內以有很多學者對勞動力流動對經濟發展的研究成果。蔡昉和王德文提出了中國勞動力流動的四個效應:資源重新配置效應，崗位空白填補效應，保持比較優勢效應，促進城市建設效應。李國峰(2008)以C-D生產函數為模型，將勞動力投入分解為本地勞動力和流動勞動力兩部分定量分析了北京市勞動力流動對北京經濟發展的貢獻率。張愛婷(2008)將勞動力分解為農業部門和非農業部門，定量分析了由農業部門轉為非農業部門的勞動力對經濟發展的貢獻率，得出過去22年中流動勞動力對經濟發展的貢獻率為12%。此外，對于這方面的研究還有很多，既有定性分析也有定量分析。本文以C-D函數為基本模型，分解勞動力為兩個部分，分析了近年來流動勞動力對經濟發展做出的貢獻。

二、模型構建

設C-D函數為:Y=A(t)F(K，L)=A(t)KaLbu (1)

式中Y是總產值，A(t)是綜合技術水平，L是投入的勞動力，K是投入的資本量，一般指固定資產凈值，α 是勞動力產出的彈性系數，β是資本產出的彈性系數，μ表示隨機干擾的影響，μ≤1。若勞動變動D(L)，資本變動D(K)，技術變動D(A)，則產出的變動為:D(Y)=MP(L)×D(L)+MP(K) ×D(K)+ F(K，L) ×D(A) (2)

兩邊同時除A(t)F(K，L)，得到:

D(Y)/Y=MP(L)D(L)/Y+MP(K) D(K)/Y+ D(A)/A(3)

對上式進一步變形，得到下式:

D(Y)/Y=MP(L)D(L)L/YL+MP(K)D(K)K/YK+ D(A)/A (4)

其中MP(L)L/Y即a，MP(K) K/Y即b，a，b分別代表勞動力和資本在產出中所占的份額。因此得到下式:

D(Y)/Y=aD(L)/L+bD(K)/K+ D(A)/A (5)

即產出增長率=(勞動份額×勞動增長率)+(資本份額×資本增長率)+技術進步

將(勞動份額×勞動增長率)除以產出增長率即可以獲得勞動力對產出的貢獻率。為了獲得流動勞動力為經濟發展的貢獻，將勞動進行分解為本地勞動力和流動力。將勞動力變動D(L)分解為D(LL)本地勞動力變動，D(DM)流動勞動力變動。假設本地勞動力與流動勞動力的勞動產出彈性基本一致。原模型變為:

D(Y)/Y=aD(LL)/L+aD(LM)/L+bD(K)/K+ D(A)/A(6)

其中部分就是流動勞動力對經濟增長的貢獻。

三、數據來源及模型估計

(一)數據來源

考慮到農村勞動力主要是向非農產業流動，因此，為了更好地計量農村勞動力對經濟增長的貢獻，以全國1995年至2008年非農GPD不變價數據(以1990年以基準)替代模型的產值Y，用非農社會固定資產投資剔除價格因素后獲取的數據替代K，總勞動力L為歷年的非農產業從業人員，上述數據均來自《2009年中國統計年鑒》。由于流動勞動力統計口徑不統一，目前缺少一致的數據，文中流動勞動力是從蔡昉《09 Migration and Labor Mobility in China》一文中獲取的，只有2000—2007年的數據，因此測算流動勞動力對經濟發展的貢獻度也只測算這幾個年份。

(二)實證模型建立

由于樣本為時間序列數據，因此將模型取成:Y=ALaKbEe，取對數后轉換成:

LN(Y)=LNA+ +aLN(K)+bLN(L)+e

A為基期技術水平，e為估計殘差。由于勞動力與投資高度相關容易產生多重共線性，這里假定規模報酬不變，即a+b=1，因此將模型轉換為:

LN(Y/L)=LNA+ bLN(K/L)+e

模型轉換為單個解釋變量后，消除了共線性的影響，數據代入后得到了估計方程:

LN(Y/L) = 0.606 + 0.668 LN(K/L)

(21.27)(16.86)

R2=0.952，F=284.27，擬合方程和各變量估計參數都具有顯著性，模型不存在異方性，通過White檢驗，殘模型比較優良。進一步得到如下估計參數A=1.83，a=0.332，原模型為:

Y= 1.83 K0.668L0.332，通過數據代入(6)式后計算出了2000年至2008年流動勞動力對經濟發展的貢獻率，表1所示:

四、結論及建議

通過回歸模型可以看到，在1994年到2008年之間，資本的產出彈性達到了0.668，資本每每增加1%，經濟增長將會提高0.668個百分點。這表明，1994至2008年我國的經濟體制已經開始由勞動密集型向資本密集型轉型，固定資本投資對經濟發展的作用十分顯著，經濟增長超過一半以上的貢獻源自于資本的投入。勞動力投入對我國經濟發展的推動也比較明顯，勞動力投入的產出彈性為0.332，主要是由于我國勞動力增長速度相對資本投入而言較低，采用水平法計算1994至2008年資本平均環比增長率為12.3%，而勞動力平均環比增長率只有2.8%。2001年至2008年期間勞動力對非農經濟增長的貢獻波動較大，2001—2004年出現了較大增幅，在2004年后貢獻度開始回落，并逐漸趨于穩定。流動勞動力對非農經濟的增長貢獻在2002年達到了1.9%， 此后出現回落。流動勞動力作為一只非正規軍對非農經濟的發展和二、三產業的壯大都具有不可忽視的作用。農業部劉維佳2005年的調查表明，在全國第二產業就業人員中農民工已占57.6 %，其中加工制造業占68%，建筑業占80 %;在全國第三產業從業人員中農民工占52%，城市建筑、環保、家政、餐飲服務人員90%都是農民工，這些農民工正在從農民中分離出來，頑強地融入產業工人階層，并成為產業工人的主體部分。孔有利、王榮(2004)對1978年至2001年無錫市的經濟增長進行分析發現，動力結構轉移和外來勞動力增長解釋了產出年均增長率的34.63 %。李國峰對外來勞動力對北京市經濟增長的研究得出，外來勞動力對北京市的經濟增長的年均貢獻率為11.3%。由此可見，我國經濟的迅猛發展離不開這支龐大的農民工隊伍。但目前對于農村流動勞動力的自由流動還存在很多障礙，對農民工的利益保護很不到位。在此提出幾點建議:(1)盡快建立城鄉統一的勞動力市場，允許并鼓勵勞動力自由流動。(2)深化戶籍制度改革，為勞動力自由流動掃清制度障礙。(3)建立健全社會保障體系，為勞動者提供安全保障。(4)加大對轉移的農村勞動力的素質和技能培訓。

參考文獻:

[1] 張愛婷.農村勞動力流動的經濟增長效應理論模型[J].統計與信息論壇，2009，(8).

[2] 李國峰.中國勞動力流動對經濟增長貢獻:基于北京市的測算[J].首都經濟貿易大學學報，2000，(3) .

[3] 陳彩娟.對勞動力流動的幾點思考——以浙江為實證[J].經濟論壇，2006，(20).

[4] 胡永泰.中國全要素生產率:來自農業部門勞動力再配置的首要作用[J].經濟研究，1999，(3).

[5] 蔡昉.中國經濟增長可持續性與勞動貢獻[J].經濟研究，1999，(10).

[6] 周天勇.勞動與經濟增長[M].上海:上海人民出版社，1994.