中國農村勞動力轉移對農業生產的影響研究

摘 要：通過柯布—道格拉斯生產函數，基于勞動力轉移之后的人口年齡結構變動的視角，對農村勞動力轉移給農業生產帶來的影響進行了研究，得出中國農村勞動力產出仍然為負值，土地面積對農業產出沒有必然的正向關系，勞動力轉移仍將持續進行，提高農村勞動力素質，是進一步解放農村生產力的根本舉措。

關鍵詞：人口年齡結構；柯布—道格拉斯生產函數；農業生產；中國農村

中圖分類號：F241 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）24-0100-02

前言

中國是一個農業大國，大約60%的人口居住在農村。隨著改革開放的深入和經濟的發展，越來越多的農村人口進入城市，促進了中國城市經濟的繁榮和增長。那么農村勞動力人口的不斷流動，對于農業生產自身的影響究竟如何，本文對此進行深入的分析和探討。

一、相關文獻綜述

中國許多學者已經注意到人口結構變動和經濟發展之間存在關系，并就此進行了研究。厲以寧通過建立老年撫養指數與人均國民生產總值的經濟計量模型來分析人口老齡化與經濟界發展的關系，發現人口老齡化程度和經濟發展水平呈正比。袁志剛、宋錚認為，人口年齡結構的老化導致中國儲蓄率的上升，影響了經濟發展，適當降低儲蓄率有利于中國經濟的進一步發展，他們都是從老齡化作為出發點進行研究。學者劉家樹用勞動年齡人口的變動研究了人口結構中年齡結構、文化素質結構和人口城鄉結構與經濟增長的關系，并建立模型，通過嶺回歸分析人口結構與經濟增長的量化關系，發現勞動年齡人口比重的增加會導致人均GDP的增加。他們關注的是人口結構變動對整個經濟發展的影響，沒有對勞動力遷移后農村人口結構的變動對農業生產的影響進行研究。

而在研究勞動力遷移對中國農村經濟的影響時學者們主要從移民的匯款行為、回流行為以及遷移對農業生產的影響方面來研究的。在研究遷移對農業生產的影響上，杜鷹等通過對外出農戶和非外出農戶的比較，證明農業勞動力外出就業并不必然導致農業生產水平的下降或提高。然而羅斯高等研究發現，遷移對農作物產出的直接影響是負面的，但通過給家中匯款，增加了家庭的資金，增加了農業生產的資金投入，通過資本對勞動力的替代，在一定程度上減輕了勞動力遷移對農業生產的負面影響。在他們的樣本中資金和勞動力對農業的綜合影響是負面的。杜鷹和羅斯高的研究都是從樣本數據出發來衡量調查地的勞動力遷移對農業生產的影響情況，準確的反映著調查地的情況，但對全國的適用性不強，并且兩人得出的結論有相悖之處。在勞動力遷移之后農村人口結構發生的變動對全國農業生產到底造成了什么影響，本文試圖應用柯布—道格拉斯生產函數來探討這一問題。

二、計量模型

人口年齡結構是指不同年齡段人口數占總人口的百分比結構，根據聯合國的標準，0～14歲人口稱為少年兒童人口，15～64歲人口稱為勞動年齡人口，65歲以上人口稱為老年人口.本文研究的主要是人口年齡結構對農業生產的影響，因此采用柯布—道格拉斯生產函數對這一問題進行探討。

（一）模型的設定

現實生活中，有很多因素會影響農業生產，根據柯布—道格拉斯生產函數，其中最主要的因素是資金和勞動力，因此本文假設生產函數滿足柯布—道格拉斯生產函數的形式，但考慮到中國目前的農業生產仍是粗放式的，本文在生產函數中加入了播種面積，故生產函數可以寫成：Yt=AXα1tXβ2tXγ3t 上式中，t表示年份，Yt表示t年的農業總產值，X1t表示t年的物質資本投入，X2t表示t年的勞動力投入，X3t表示t年的土地投入，A表示技術進步的貢獻率。對上式兩邊取對數可以得到：log（Yt）=log（A）+αlog（X1t）+βlog（X2t）+γlog（X3t）

用常數項C代替log（A），加上隨機擾動項μt，得到計量方程：

log（Yt）=C+αlog（X1t）+βlog（X2t）+γlog（X3t）+μt

（二）指標選取和變量說明

本文主要分析勞動力流出后農村勞動力結構對農業生產的影響，因此被解釋變量采用的是農業中農林牧漁總產值，它反映的是一定時期內農業生產的總規模和成果，因此用它作為農業產出的指標（Yt）。對于解釋變量，本文選取指標如下：（1）農業機械總動力作為農業的物質資本投入（X1t），因為它是農林牧漁各種動力機械的動力總和，在一定程度上代表了農業生產的資金投入；（2）第一產業從業人員作為勞動力指標（X2t），這一指標衡量了在第一產業的從業的人員數，它的變化可以反映勞動力轉移之后農村人口年齡結構的變化；（3）農作物總播種面積作為土地投入（X3t），該指標是指實際播種或移植有關農作物的面積。

模型中各指標和數據分別來自1999—2011年的《中國統計年鑒》、《2011年中國勞動統計年鑒》、《2011年中國農業統計年鑒》。

（三）人口年齡結構與農業生產關系的實證分析

根據來自統計年鑒的各項指標值，通過觀察農林牧漁生產總值與機械總動力、勞動力、農作物播種面積的散點圖和相關系數矩陣，可以看出：農業生產與機械總動力有相同的發展趨勢，和勞動力、農作物播種面積也存在一定關系，但關系不明顯。同時進一步研究相關系數矩陣，結果表明，農業生產總值Y和機械動力投入X1存在高度相關（0.934016），和勞動力數量X2之間存在中度相關（-0.715054），和總播種面積存在X3存在低度相關（0.012362）。因此考慮將總播種面積從模型中剔除，則計量方程變為：

log（Yt）=C+αlog（X1t）+βlog（X2t）+γlog（X3t）+μt

對解釋變量和被解釋變量做回歸分析得到估計方程：log（Yt）=

22.71451+0.855607log（X1t）-2.080087log（X2t）

SE: （3.89077） （0.064641） （0.335840）

t : （5.83805） （13.23631） （ -6.19369）

R2=0.973612 F=184.4832 DW=1.208505

可決系數R2=0.973612，說明模型總體擬合的很好，農用機械總動力和勞動力投入對農業產值的解釋效果很好。回歸系數t0=5.83805，t1=13.23631，t2=-6.19369，取α=0.05，查t分布表，在自由度為n-3=10下，t0.025（10）=2.2622，|t0|>t0.025（10），所以拒絕原假設；|t1|>t0.025（10），拒絕原假設，說明總用機械總動力（物質資本）對農業生產有顯著影響；|t2|>t0.025（10），拒絕原假設，說明勞動力投入對農業生產有顯著性影響。擬合優度和參數均通過檢驗，因此生產函數可以寫成：

Yt=e22.71451X1t0.855607X2t-2.080087

α=0.855607，說明農業機械總動力每增加一萬千瓦，農業總產值增加0.055607億元，這就說明物質資本的增加可以促進農業生產的增加，要增加農業產值需要增加物質資本的投入。β=-2.080087，說明每增加一千人，農業總產值減少2.080087億元，這就說明第一產業從業人員是過剩的，已經對農業生產產生了負效應。目前勞動力轉移雖然減少了農村青壯年勞動力，但邊際產出為負值，說明轉移程度仍然不夠，符合劉易斯對發展中國家勞動力狀況的判斷，否定了部分學者對目前中國勞動力狀況的判斷——中國勞動力轉移已經到達“劉易斯拐點”。

結論及思考

綜上可述，目前中國勞動力轉移力度仍然不夠，農村勞動力的邊際產出為負值，這一過程仍將繼續，農村勞動力的邊際產出仍有待提升，勞動力的轉移將是一個長期而艱難的過程；土地面積和農業產出沒有直接關系；目前增加農業產出可以通過增加資本投入來實現

勞動力轉移是城市化必不可少的階段，在中國現階段，農村勞動力要不要繼續轉移，該怎樣轉移一直是眾多學者關注的熱點。現在勞動力轉移雖然沒有給農業生產造成顯著影響，但給城市已經帶來了一些問題，并且進城的農村勞動力本身也面臨很多問題，顯然在中國農村勞動力仍然過剩的情況下，繼續推動勞動力向城市的轉移已經不適應實際情況，首先，城市部門沒能創造出足夠吸納農村剩余勞動力的就業崗位，進城務工人員并非人人都能找到工作，而且轉向城市的勞動力大多文化素質較低，技能較差，僅能干一些技術要求不高的勞動，工資待遇不高；其次，在中國戶籍制度的阻礙下，轉移向城市的勞動力在權益方面不能得到充分的保障，大多數人的生活狀態并不理想；最后，大量的農村剩余勞動力轉移向城市，加大了城市的治理難度。這些都說明繼續進行剩余勞動力向城市的轉移已經不適合實際經濟發展的需要，只會帶來更多問題。但農村過剩的勞動力造成的勞動生產率低下的問題總要得到解決，經濟的進一步發展也需要充分發揮中國勞動力潛力，如何解決勞動力過剩問題？

筆者認為，應該實現勞動力就地轉移，具體來說可以通過農業產業化和發展城鎮化來實現。首先，小農小戶經營的家庭聯產承包責任制已經顯示出了其不適合農村經濟發展需要的一面，同時農村又面臨這勞動力過剩問題，通過農業產業化，運用“公司+農戶”模式，將土地集中，一個村在龍頭企業的帶動下生產一種產品，實現規模經濟，形成本村品牌，深化產業鏈條，既能解決剩余勞動力問題，又能促進農村經濟的發展。其次，西部部分農村是既適合生存又適合發展的地區，對這些地區應大力支持，將其發展成為帶動周邊經濟發展的增長點，通過擴散效應，帶動周邊地區的發展，同時解決就業問題。只有實現剩余勞動力的就地轉移，才能從根本上解決經濟發展和勞動力過剩問題。

發展農業產業化，建設城鎮化以及經濟的發展都需要勞動力素質的提高，然而中國教育與實際的脫節，還有中小學輟學率的逐年上升，職業教育的無人問津，人才教育面臨越來越多的問題，如何發展適合經濟發展需要的教育，提高勞動力素質也成為一個值得深思的問題。

參考文獻：

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[責任編輯 陳鳳雪]