論人力資本、經濟增長與農村勞動力轉移

○李 亞 張志新

（山東理工大學商學院 山東 淄博 255000）

農村勞動力轉移是世界各國實現工業化進程中的基本規律。改革開放30年來中國農村勞動力轉移始終沒有間斷過，且已發生了流轉，出現了流轉經常化、流轉區域分散化、流轉行業多元化、流轉主體代際化等現象（張志新，2010）。據中國國家統計局統計公報顯示，2009年中國農民工總數達到22978萬人，農村勞動力轉移的數量較1985年增長了16264.5萬人，增幅達242.3%。然而，2009年的中國農村人口仍有71288萬人，占全國總人口的53.4%，尚有大量的農村勞動力滯留在農村，未能實現充分就業。因此，農村勞動力轉移仍是目前及未來相當一段時期內我國經濟工作的重點，也是解決“三農”問題的關鍵。

一、相關研究回顧

農村勞動力轉移是世界各國經濟發展過程中不可逾越的階段，這引起了國內外大量學者的關注，并為此進行了大量研究。系統研究農村勞動力轉移問題要屬Lew is（1954）提出的著名“二元經濟”結構下的人口流動模型，他認為在發展中國家的農村存在大量的剩余勞動力，農業勞動力的邊際生產率幾乎為零，工業部門勞動力的邊際生產率明顯高于農業，這就促使農業勞動力源源不斷地從農村流向城市，直到農村剩余勞動力被城市完全吸收為止。Rains和Fei（1961）對劉易斯的二元經濟理論進行修正并建立了費景漢—拉尼斯模型。強調農業勞動生產率的增長是保證工業部門擴展和勞動力順利轉移的必要條件。

基于以上勞動力轉移理論，大量研究人員對教育與農村勞動力轉移之間的關系進行檢驗得出，教育雖然不是引發和決定農村勞動力轉移的根本原因，但在農村勞動力轉移中起著重要的推動作用。已有的研究理論中，多數學者認為教育對農村勞動力外出務工具有正向作用（陳玉宇、邢春冰，2004；盛來運，2007），能夠增強農村勞動力從事非農產業的動機和能力（朱農，2005；程名望、史清華，2006），并能有效提高其參與非農就業的概率（李實，2001）。具體來說，受教育年限每增加一年，會使得一個人在工業部門工作的機會分別增加2.2%、3.2%和1.5%（陳玉宇、邢春冰，2004），外出務工的可能性增加0.3個百分點，從事非農活動的可能性就會上升2.2個百分點（Johnson，2003）。

教育對農村勞動力轉移如此顯著的促進作用主要得益于兩個方面，一是教育可以降低尋找工作的信息成本，增加就業的可能性，使農村勞動力的轉移成本和心理貼現率減小；二是教育能夠為雇主提供勞動力能力的信號，受教育程度較高的遷移者更容易被雇傭，也比較容易從事收入水平較高的非農產業，實現從農村向城鎮的遷移，而且大大增強了非農就業的穩定性（張林秀等，2000）。但也有學者持不同的觀點，他們認為受過更好教育的人更愿意從事農業，非農勞動參與率低。與正規教育相對應的是職業技能培訓，大量研究證實，專業技能培訓能夠彌補農村勞動力受教育程度的不足（任國強，2004），大大提高其非農就業的機會（盛來運，2007）。教育對農村勞動力轉移的作用在不同地區有著明顯差異，二者在中國有著怎樣的關系呢？基于現有的理論與實證研究并借鑒早期研究者的經驗，本文采用人均教育投資、人均受教育年限作為教育因素，并引入人均加以控制，來檢驗教育與農村勞動力轉移之間的關系。

二、模型構建與實證檢驗

1、模型構建

本文采用計量模型，將農村人力資本存量作為自變量，把人均GDP作為控制變量引入模型，為消除不同計量單位可能產生的異方差，采用雙對數模型，對等式兩邊的所有變量取對數，具體模型如下：

式中，下標t表示第t年；RH表示農村人力資本存量；GDP表示中國國內生產總值；μt表示隨機誤差項。為了考慮各自變量對農村勞動力轉移數量的長期影響，故在模型（1）的基礎上加入自變量的滯后項，滯后階數將根據估計結果的優劣進行確定：

2、變量分析與數據來源

第一，農村勞動力轉移數量。關于農村勞動力轉移數量因計算標準的不同而存在很大的差異，本文中的農村勞動力數量是由總的農村勞動力資源數減去農村人口中從事第一產業的農村勞動力數量得出，由于統計指標變化，2006—2009年的農村勞動力數量與前面的計算方法有所不同，其中2008、2009年的農村勞動力轉移數量用當年總的農民工數量代替，2006、2007年的農村勞動力數量是臨近5年農村勞動力數量加權平均值。數據來自1986—2006年《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》、《中國國家統計局2009統計公報》和《2009年農民工監測調查報告》（單位：萬人）。

第二，農村人力資本存量。人力資本存量是由農村總的勞動力數量乘以各種受教育程度所占的比重，再與教育折算系數相乘得出，公式表示如下：

（3）式中，下標t表示第t年，i表示第i個受教育程度；P表示農村勞動力數量；Q表示不同受教育程度的勞動力占農村勞動力總數的比重；φ表示教育折算系數。關于教育折算系數，胡永遠、周曉和李勛來進行過討論。胡永遠設定的教育折算系數如下：不識字或識字很少的為1，小學為1，初中為1.2，高中為1.4，大專及大專以上為1.6；周曉等則分別定為1、1.07、1.254、1.308、1.643；李勛來等設定為 l、1.1、1.2、1.4、1.6，它們之間的差距非常小。本文計算農村人力資本存量采用了李勛來測算的教育折算系數。數據來自1986—2010年《中國統計年鑒》和《中國農村住戶調查年鑒》。

第三，國內生產總值。剔除了價格因素的影響，數據之間具有可比性。數據來自1986—2010年《中國統計年鑒》（單位：元）。

3、實證分析

對不同樣本期間內的模型（2）采用逐步回歸法進行估計，刪減不顯著變量，最終得到表1所示的結果。從各估計結果的F值以及調整后的R2值，可以看出模型的總體擬合效果較好；人力資本存量的系數估計值都在5%顯著水平上，且通過了t檢驗，說明模型的估計值比較顯著，即人力資本與農村勞動力轉移存在關系。

表1 不同樣本期間內模型（2）的檢驗結果

從所有的估計值來看，人力資本總體上對農村勞動力轉移起明顯的推動作用。大樣本期間的估計結果顯示，人力資本存量對農村勞動力轉移起促進作用，不同的滯后期，起到的作用存在差異。但總的來看，推動作用大于不利影響。從兩個子樣本的估計結果發現，人力資本系數的估計值均顯著為正，說明樣本期間人力資本與農村勞動力轉移有正相關關系；但估計值也存在差異，1995—2009年間的人力資本的推動作用就大于1985—2000年間人力資本的作用。

從掌握的經濟發展數據可以得知，近期子樣本的經濟發展水平高于另一子樣本，這說明人力資本促進作用的發揮受到經濟發展水平的影響，經濟發展水平越高，人力資本的促進作用就越明顯。1985年以來，我國經濟迅速發展，國內生產總值不斷增加，第二、三產業繁榮起來，為我國農村勞動力提供了大量的就業崗位，拉動了農村勞動力轉移進程。但隨著經濟發展水平的提高，體力勞動者的需求量不斷縮減，技術勞動力的需求量會迅猛增加，而技術勞動力又體現在人力資本存量水平上，這就解釋了人力資本對農村勞動力轉移的作用在不同經濟發展水平上的差異，因此人力資本與農村勞動力轉移之間的關系是需求決定型的市場。

三、結論與政策建議

1985年以來，不斷增加的教育投資使得農村居民的受教育程度提高，從而提升了農村的整體人力資本水平，使大量農村勞動力能夠適應較高要求的職業，大大加快了農村勞動力轉移進程。然而，人力資本對農村勞動力轉移的促進作用還受其他因素的影響，尤其是經濟發展水平，經濟發展水平越高，人力資本對農村勞動力轉移的促進作用越容易發揮出來；反之，則人力資本的促進作用不大，甚至有不利影響。

針對以上分析與結論，要加快中國農村勞動力轉移進程，我們應做到以下兩點。一是增加教育投資。在農村勞動力轉移成為經濟發展重點的形勢下，要加大對農村的教育投資力度，提升農村勞動力的人力資本水平，從而使其具備轉移的主觀條件。

二是優化教育投資結構。加大教育投資要與經濟發展水平相適應，由于人力資本作用的發揮程度在不同的經濟發展階段存在差異，這就要求我們不能盲目增加教育投資額度，同時要注意教育投資結構。因此，增加正規教育投資的同時還應該增加在短期內對農村勞動力轉移有顯著作用的職業技能培訓的投資，改革農村的教育制度，確保農村教育的質量。

[1]張志新：改革開放30年來農村勞動力流轉與政府政策調試研究[J].武漢大學學報（哲學社會科學版），2010（1）.

[2] Lew is,W.A：Development with unlim ited supplies of labor[J].Manchester School of Econo m ic and Social Studies，May，1954.

[3]陳玉宇、邢春冰：農村工業化以及人力資本在農村勞動力市場中的角色[J].經濟研究，2004（8）.

[4]程名望、史清華：經濟增產、產業結構與農村勞動力轉移[J].經濟學家，2007（5）.