我國農業剩余勞動力流動驅動因素的計量分析

●韓永寶

我國農業剩余勞動力流動驅動因素的計量分析

●韓永寶

用計量經濟學的研究方法分析了我國農業剩余勞動力流動的驅動因素，得出的基本結論是：勞動力流動率與城鄉收入差距、城鎮化程度之間存在長期均衡的協整關系，二者都是勞動力流動率變動的格蘭杰原因，但城鄉收入差距對勞動力流動率的影響是負向的。在勞動力流動率的未來預期波動中，城鎮化程度是最主要的影響因素，且是正向的，城鄉收入差距經歷了波動性上升后呈現出持續緩慢的上升態勢。因此，要提高勞動力流動率，就必須提高城鎮化程度與水平，提高農村居民收入，推進農業轉移人口市民化，提升其在城鎮中的生活能力與水平。

勞動力流動率 城鄉收入差距 城鎮化程度

一、引言

改革開放以來，隨著勞動力市場政策的不斷調整與完善，農業轉移人口大規模向城鎮轉移，一度出現“民工潮”。2012年農民工總量達到2.6261億人①。農業剩余勞動力流動既為流入地經濟社會發展做出了重要貢獻，也增加了農村居民家庭收入，農村居民人均工資性收入占人均純收入的比重由1990年的20.22%上升為2012年的43.53%②。近年來，民工潮、返鄉潮、民工荒、收入差距持續擴大、人口紅利等字眼縈繞在耳間，勞動力流動問題成為社會各界共同關注和熱議的熱點問題。黨的十八大報告指出：“加快改革戶籍制度，有序推進農業轉移人口市民化?！边@無疑給農業剩余勞動力向城鎮流動提供了重要動力。

勞動力流動的驅動因素有很多，諸如城鄉收入差距擴大、農業勞動產生產率提高、農村人均耕地面積減少、農業比較收益下降③、流動人口文化程度、城市就業機會與收入高位、城鎮社會保障與基礎設施水平高、勞動力流動政策放松等。目前，眾多學者通過選取不同時期、不同節點、不同地區的數據，運用計量模型對勞動力流動的驅動因素及其關系進行了實證研究，得出的結論也存在很大差異。

勞動力流動與各驅動因素之間存在什么樣的內在關系？能否用傳統的發展經濟學理論進行解釋？本文將從計量經濟學的視角對其內在作用機理進行研究。

本文的整體安排如下：第二部分對國內外文獻進行回顧；第三部分通過選取我國1991—2012年間的勞動力流動、城鄉收入等方面的數據運用Eviews6.0對勞動力流動的驅動因素進行實證研究；第四部分為本文的研究結論，并提出政策建議。

二、文獻簡要評述

中國的勞動力流動是在國家對勞動力市場政策逐漸放開給予流動更多自由的情況下實現的，勞動力的流動除受到收入差距的影響外，還受到地區經濟發展水平、教育程度、年齡、工齡、性別、戶籍制度等因素的影響。國外理論對我們的研究可以提供指導與借鑒，但需要結合我國國情。

可以看出，國內學者在研究勞動力流動的驅動因素時，存在兩種傾向。一是研究勞動力流動與收入差距的關系時，有迷信國外理論模型的傾向，卻忽視了對我國國情的思索。二是研究勞動力流動的驅動因素時，更多地考慮的是居民收入差距、地區經濟發展水平。

另外，國內外學者在實證研究時由于采取不同的數據采集方法、統計口徑和處理數據的方法，導致得出的研究結論存在較大差異。但這些研究卻為后續的研究提供了有益的借鑒。

三、我國農業剩余勞動力流動影響因素的實證分析

（一）變量選取與數據來源

本分析中采用勞動力流動率（Y）作為被解釋變量，用城鄉收入差距（X1）、人均GDP（X2）、城鎮化程度（X3）、第一產業勞動生產率（X4）、二三產業產值占GDP的比重（X5）、農民人均純收入（X6）等6個變量作為解釋變量。其中，Y用第二、三產業就業人口數比上總就業人口數來衡量（廖顯浪，2012），X1用城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比來表示，X3用城鎮人口占全國人口的比例來衡量（樊士德，2011），X4用第一產業產值與第一產業從業人數的比值表示。本實證中用到的數據均來自國家統計局《中國統計年鑒》、2012年度國民經濟和社會發展統計公報。

（二）實證分析

根據以上指標，本文建立城鄉收入差距的多遠回歸模型為：

上式中，λ0為截距項，λt（t=1,2,3,4,5,6）表示系數，ξ為隨機誤差項。

1.變量之間的相關性檢驗。檢驗結果表明，Y與其他變量之間存在顯著的相關關系，且都是正相關關系，說明這些變量都對勞動力流動產生一定的影響，影響的大小需要進一步求證。

2.時間序列的ADF檢驗（平穩性檢驗）。為進行協整檢驗、回歸分析，必須首先進行各時間序列的平穩性檢驗。檢驗結果表明，Y、X1和X3為同階單整系列，說明這三個時間序列數據通過了平穩性檢驗，檢驗結果如表2所示。

3.協整性檢驗。由于Y、X1、X3為同階單整系列，滿足協整檢驗的前提，因此可以進一步對三者進行協整性檢驗。做Y對X1、X3的協整回歸方程，得到協整回歸方程如下：

對殘差項μ進行平穩性檢驗（ADF檢驗）的結果顯示，殘差項是平穩的。因此，Y、X1、X3之間存在一種長期均衡的協整關系。

由方程（2）可以看出，X1對Y的影響是顯著的，且是負向的；X3是影響Y的最主要因素，且是顯著的、正向的。城鎮化程度每提高1，勞動力流動率即二、三產業就業人口數占總就業人口數的比例就會提高1.0165；城鄉收入差距每提高1，勞動力流動率就會降低0.0533，即長期內，勞動力流動會縮小城鄉收入差距。

4.Granger因果檢驗。存在協整關系并不能判定是否存在因果關系。為驗證Y、X1、X3之間是否存在因果關系，這里運用Eviews6.0進行格蘭杰因果檢驗（Granger Causality Test）。檢驗結果顯示，Y與X1之間、Y與X3之間、X3與X1之間存在單項的因果關系，這說明：X1、X3是Y的格蘭杰原因，城鄉居民收入差距、城鎮化程度的變化會導致勞動力流動率的變化；X3也是X1的格蘭杰原因，城鎮化程度的變化會對城鄉收入差距產生影響。

5.誤差修正模型。對Y和X1、X3序列取對數，以消除異方差問題，得到一組新數列。并命名為LnY、LnX1和LnX3，重新建立回歸模型，得到殘差序列RESID02，對d（LnY）、d（LnX1）、d （LnX3）、RESID02進行回歸?；貧w結果顯示，D（LnX1）的系數不顯著，D（LnX3）的系數顯著，說明Y對X1的短期波動無影響，Y對X3的短期波動有影響。

在此基礎上，得到誤差修正模型為：

6.脈沖響應函數分析。脈沖響應函數是用來描述在隨機誤差項上施加一個標準差大小的信息（Innovation）沖擊后對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響的關系式。圖1給出了滯后50年勞動力流動率對城鄉收入差距、城鎮化程度的單位信息沖擊的反應程度變化趨勢。其中，橫軸表示滯后階數，縱軸表示勞動力流動率對城鄉收入差距、城鎮化程度的單位信息沖擊的反應程度。

圖1 Y對X1、X3一個標準差沖擊的響應

從圖1可以看出，在前10期內，勞動力流動率對城鄉收入差距的單位信息沖擊的反應有正向亦有負向，此后一直為正向，且經歷20期的波動后，逐漸趨于平緩。在前7期內，勞動力流動率對城鎮化程度的單位信息沖擊的反應是負向的，此后一直為正向的，且由波動逐漸趨于平緩。

7.勞動力流動率解析——方差分解。為了說明城鄉收入差距、城鎮化程度對勞動力流動率的影響程度，本文對上述模型進行方差分解，即對脈沖響應函數中的各個沖擊項同時對一個解釋變量回歸所得到的說明系數進行正交化分解，以測出各個沖擊項自身對被解釋變量的貢獻度。對勞動力流動率的方差分解結果表明。在勞動力流動率的波動中，城鎮化程度是最主要的影響因素，且隨著時間的推移對勞動力流動率的貢獻率在總體上越來越大，即影響越來越大。城鄉收入差距對勞動力流動率的貢獻率經歷波動后（1-23期）呈現緩慢上升態勢（23期之后），如圖2所示。

圖2 城鄉收入差距對勞動力流動率的貢獻率變化趨勢

四、研究結論與政策建議

從以上分析結果可以得出：

1.從長期看，勞動力流動率與城鄉居民收入差距、城鎮化程度之間存在長期均衡的協整關系。城鎮化程度是影響勞動力流動的最主要因素，且是顯著的，是正向的。城鄉收入差距對勞動力流動率的影響是反向的，亦是顯著的。

2.從Granger檢驗結果可知，城鎮化程度、城鄉收入差距都是影響勞動力流動率的格蘭杰原因。這說明，通過真正讓農業轉移人口市民化，使其享受市民待遇，縮小城鄉收入差距，會提升勞動力流動率。

3.從短期看，勞動力流動對城鄉收入差距的波動無影響，而對城鎮化程度的波動有影響。這說明，短期內影響城鄉收入差距的因素除勞動力流動外，還有其它一些因素施加影響，如戶籍制度、身份歧視等等。

4.由方差分解結果可知，城鎮化程度是影響勞動力流動率的最主要因素，城鄉收入差距次之，且都是正向的。這說明，提高城鎮化的水平與質量，有序推進農業轉移人口市民化，必將提升勞動力流動率。

從結論可知，要提升勞動力流動率，一方面應縮小城鄉收入差距，大力提升農民收入水平，提升農業轉移人口在城市生活的能力與水平；另一方面要發展新型城鎮，建立多功能經濟圈，切實提升城鎮化的質量與水平。

[本文系“北京高等學校青年英才計劃項目（Beijing Higher Education Young Elite Teacher Project）”資助成果。]

注釋：

①數據來源：2012年度國民經濟和社會發展年度統計公報

②數據來源：根據國家統計局《中國統計年鑒2012》和2012年度國民經濟和社會發展年度統計公報中的數據計算而得

③周娜.農村勞動力流動影響因素文獻綜述[J].合作經濟與科技，2012（11）：10-11

[1]陳光普.我國城鄉收入差距影響因素的動態計量分析[J].經濟師，2013（3）：36-38.

[2]李強.農村勞動力流動與城鄉收入差距分析[J].統計與決策，2012 （6）：111-115

（作者單位：首都經濟貿易大學，北京青年政治學院 北京 100000）

（責編：若佳）

F304.6

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1004-4914（2014）09-031-02