環境污染效應對異質性勞動力流動的影響
——基于離散選擇模型的空間計量分析

楚永生 劉 楊 劉 夢

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環境污染效應對異質性勞動力流動的影響
——基于離散選擇模型的空間計量分析

楚永生 劉 楊 劉 夢

伴隨粗放式經濟高速增長而來的環境污染惡化問題正給我國新時期國民經濟發展帶來一系列負面影響。環境污染不僅影響經濟增長質量和產業結構優化，而且會影響勞動力供給和跨區域流動。基于2003-2012年中國31個省(市、自治區)的面板數據，運用空間計量方法實證分析了環境污染對異質性勞動力流動產生的影響，結果顯示：環境污染對勞動力流動具有顯著影響；在環境污染的空間效應影響下，我國勞動力流動使得受教育程度低的勞動力呈現空間分散特征，受教育程度高的勞動力呈現空間集聚特征；環境污染效應使得異質性勞動力流動呈現“U”型規律。據此，提出控制環境污染、引導勞動力合理流動的政策建議。

勞動力異質性； 勞動力流動； 環境污染； 空間效應

一 引 言

傳統的粗放式經濟高速增長，同時使煤炭、石油等化石能源消費劇增，帶來環境污染問題日趨嚴重。張慶豐等(2013)[1]指出，“在中國最大的500個城市中，只有不到1%的城市達到了世界衛生組織推薦的空氣質量標準。”美國經濟學家Grossman和Krueger(1991)[2]首次實證研究了經濟增長與環境污染的關系，提出了環境庫茨涅茨曲線(the Environmental Kuznets Curve)，簡稱“EKC曲線”*“EKC曲線”經驗研究最初出現在NBER的工作論文(Grossman和Krueger，1991)[2]、世界銀行發展報告(Shafik和Bandyopadhyay，1992)[3]以及國際勞工組織的發展研討會論文(Panayoutou，1993)[4]中。其中，Grossman和Krueger(1991)[2]首次指出了污染物(二氧化硫、粉塵)和人均收入水平之間的“倒U”型關系，而Panayoutou(1993)[4]首次將這一關系命名為環境庫茲涅茨曲線。此后，Grossman和Krueger(1995)[5]、Selden和Song(1994)[6]等人也都在經驗分析中驗證了“EKC曲線”的存在。。該研究表明：經濟規模越大，對環境質量的影響越不利；技術水平越高，對環境的改善越有利。就具有“二元經濟結構”特征的發展中國家而言，經濟規模擴張或高速經濟增長，一方面意味著大量勞動力跨區域流入工業部門，另一方面工業部門生產的擴張也勢必造成區域污染物的大量排放。環境污染不僅會影響勞動者的健康水平和生活質量，也會對勞動力的跨區域流動和供給產生重要影響。

自20世紀90年代初以來，國內外學術界開始關注環境污染與勞動力流動關系的研究，其中影響較大的是以二元經濟結構為框架的哈里斯—托達羅模式*美國經濟學家哈里斯和托達羅(1970)[7]在《美國經濟評論》發表“遷移、失業與發展：一個兩部門分析”的論文，在對托達羅模型修正的基礎上，建立了農村與城市部門分開的勞動力遷移與失業關系分析模型，后被稱為“哈里斯-托達羅模式”。其基本思想是農村勞動力向城市轉移的決定因素是城鄉經濟結構差異以及遷移者對遷移成本和收益的權衡，其遷移動力取決于城鄉預期收入水平的差異。(Harris和Todaro，1970)[7]，該模式探討了勞動力轉移、環境污染、失業、國民經濟產值及其收入分配的關系。Beladi和Rapp(1993)[8]以“H—T模式”下封閉經濟為前提，假設農業部門不產生污染和工業部門產生污染，在政府嚴格控制工業部門污染要素使用的情況下，研究結果表明：城市工業部門產量將下降，雇用勞動力人數增加，城市地區失業人數下降，農業部門產出和工資上升，農村勞動力轉移減少，而這一研究結論隱含的假設是污染要素與勞動要素具有替代關系；Beladi和Frasca(1999)[9]在“H—T模式”下構建了三部門模型，由農業部門、產生污染的工業部門和不產生污染的工業部門組成，研究結果表明：嚴格管制工業生產的污染排放，將導致資本從產生污染的工業部門向不產生污染的工業部門流動，會帶來城市失業人數減少，國民收入增加，農村勞動力向城市工業部門流動增加。Raghbendra和John(2001)[10]以“H—T模式”為框架分析了資本在工業部門和農業部門間不流通的前提下，工業部門的污染將影響勞動力轉移的邊際收益，并進而影響勞動力城鄉之間的流動規模。國內學者李曉春(2005)[11]在“H—T模式”框架下建立城鄉戶籍分離制度下勞動力轉移與工業污染相關性模型進行研究后，主張根據經濟發展的規律采用相適宜的政策引導勞動力轉移，盡可能減少因勞動力轉移引起的工業污染等負面影響。彭水軍(2008)[12]分析了在污染外部性約束條件下家庭內生化勞動休閑決策和人力資本投資對長期經濟增長與環境污染影響的動力機制，結果表明：較高的人力資本投資效率和污染減排支出彈性是實現經濟可持續的最優發展戰略的必要性條件；人力資本投資效率與污染的減排支出彈性越高，環保意識越強，穩態增長率越高。反之，穩態增長率越低；政府環境政策具有長期的增長效應與環境效應。李佳(2014)[13]運用局部均衡模型分析了空氣污染對勞動力供給產生的“替代效應”和“收入效應”，模型與實證分析表明，隨著經濟發展水平的提高，空氣污染對勞動力供給逐漸由正影響演變為負影響，說明經濟發展水平較高地區的空氣污染增加會導致勞動力供給減少。

從國內外相關研究文獻來看，環境污染對城鄉勞動力流動、勞動力供給以及就業的影響正受到越來越廣泛的關注與重視。一般認為城市和農村部門勞動力同質或沒有差異，但實際上，由于勞動者受教育程度、個人經驗和社會資本等不同，勞動力具有明顯的差異性，即存在勞動力異質性*勞動力異質性最早由美國經濟學家Scully(1996)[14]提出，它表現為勞動者人力資本含量的差異，主要反映在勞動者受教育程度、職業培訓以及工作經歷。由于人力資本的專用性，一般來說擁有較多人力資本的勞動者流動成本較高，不同的外部沖擊對其流動性影響更為復雜。(Scully，1996)[14]。具有異質性的勞動力流動特征也不盡相同，環境污染對異質性勞動力流動的影響也會存在差異。因此，在前人研究的基礎上，本文構建區域勞動力規模變動方程，將勞動力異質性引入離散選擇模型，并結合我國勞動力流動所呈現的空間特征，運用空間計量分析來驗證：環境污染是否對跨區域勞動力流動規模產生影響；環境污染對勞動力流動規模影響是否存在空間效應；環境污染對異質性勞動力流動影響的差異性。

二 理論模型建構

勞動力流動是人力資本投資的重要形式之一。由于勞動力流動具有一定的穩定性，故選擇確定時點比較靜態分析適用于勞動力流動規模變動研究。勞動力流動的收益與成本決定了勞動者的理性選擇，勞動力流動的凈收益增加主要包括收入、閑暇以及享受健康生活環境的增多，而成本的增加包括環境改變的不適、人力資本流動貶值風險以及生活環境質量下降。據此，理論模型建構的基本假設如下：其一，勞動者是完全理性的，且追求個人效用最大化；其二，勞動者效用獲得是多元化的，且效用具有可加性，即來源不同的效用可加減求和；其三，不同區域之間環境污染程度具有明顯的差異性，勞動者能做出準確預測和判斷；其四，模型主要研究兩個區域間勞動力流動過程，分別以r和c代表兩個區域；其五，區域之間勞動者的人力資本存在差異，即勞動力異質性客觀存在。

采用C—D效用函數形式，借鑒羅默模型(Romer，1990)[15]引入人力資本變量，以勞動力異質性衡量環境污染對勞動者效用的沖擊，得到區域勞動者選擇流動和不流動的效用函數方程如下所示：

Uc=CθR1-θhγ-(β-ε2)φt-1+(μc+ε2)IE

(1)

Ur=CθR1-θhδ-αφt-1+μrIE

(2)

式(1)表示勞動者選擇跨區域流動的效用函數，式(2)表示勞動者不流動的效用函數。其中，C表示勞動者對消費品的需求數量，R表示勞動者對閑暇的需求數量，θ表示消費品或者閑暇的效用彈性。h表示勞動者所擁有的人力資本價值，且人力資本價值擁有者在不同區域實現程度的差異分別體現在參數γ與δ上。式(1)中，-(β-ε2)φt-1表示勞動者選擇跨區域流動時環境污染產生的負效用，(μc+ε2)IE表示政府用于降低環境污染的投資政策給勞動者帶來環境改善的效用，β和μc表示勞動者對環境污染效應和政府環保投資效應的折算系數，ε則表示不同區域勞動者人力資本的差異化程度。式(2)中，-αφt-1表示勞動者選擇不流動時環境污染產生的負效用，α表示勞動者不流動時環境污染對其帶來效用損失轉化指數，該系數衡量了一種主觀上的比較判斷，φt-1表示勞動者所能觀察到的環境污染程度，μrIE表示政府環境保護投資政策帶來的環境質量改善效用，并通過參數μr來反映消費者能獲得效用大小的程度，同理，μr也反映了勞動者的主觀比較判斷。

如上所述，區域勞動力異質程度為ε，且ε∝h，假設h服從正態分布。當勞動力人力資本越高時，ε值越大，它反映了勞動者所擁有的人力資本與區域經濟發展的匹配程度，并間接影響勞動者的效用。人力資本積累量越高，對于接收到的環境信息的沖擊具有更準確的判斷，因此在上述效用函數假設中，采取與轉化系數相同的量綱，分別以加法和減法形式引入環境污染效應的正效用和負效用函數中，以衡量不同人力資本勞動力對環境污染的反應。

由于勞動者總會受到收入約束和時間約束，不論勞動者是否選擇流動，其約束條件均可用下式表示：

(3)

把式(1)、式(3)和式(2)、式(3)分別聯立，使用靜態最優化方法求解。建立拉格朗日函數，獲得勞動者在選擇流動和不流動的間接效用函數分別為：

其中，參數σ衡量了區域間的綜合差異化程度*孫曉芳(2013)[16]將該參數定義為異質性勞動者的偏好差異。由于偏好能夠反映區域間的差異程度，因此本文以該參數表示區域間差異程度。(孫曉芳，2013)[16]，差異程度越大，則σ的值也越大。具體來說，某一區域間勞動力流動規模的變化取決于兩個方面：一是該區域勞動力流出的規模，二是其他區域勞動力流入規模，這兩方面決定著該區域勞動力流動規模的變動大小。假設勞動力流動前后兩區域勞動力總和為1，r區域內的勞動力所占比例為k，則流入該區域的勞動力所占比例為1-k。因而，基于勞動力流動選擇的效用最大化原則，該區域勞動力規模變化用下式表示：

(4)

將Pr(k)，Pc(k)代入上式，得到式(5)：

(5)

(6)

異質性勞動力流動變化的動態均衡等價方程：

(7)

圖1 異質性程度不同情況下環境污染對勞動力流動規模的影響

圖1中縱軸表示r區域勞動力規模指標，橫軸表示勞動者所能觀測到的r區域的環境污染。不同標記的曲線代表了異質性程度不同的勞動力。

在其他條件相同的情況下，勞動力異質性程度越低，環境污染與勞動力流動規模正相關關系越明顯。區域間勞動力異質化程度較低時，低人力資本勞動者在環境污染的沖擊下會使得N(k;ε)>0，即該區域人力資本較低的勞動者數量會增加。環境污染往往伴隨經濟粗放式增長而產生，人力資本較低的勞動力流動至r區域即可以得到充分的就業機會，因此其更偏好于留在原區域工作，同時吸引了來自c區域的勞動者。對于人力資本較低的勞動者，環境污染會使其流動數量下降。在圖1中，ε1,ε2兩條曲線代表勞動力異質性程度較低的勞動者，這些勞動者人力資本積累量較低，其所能掌握的環境信息量較少。因此，環境污染效應對勞動力流動產生的是負影響。

在圖1中，ε3,ε4兩條曲線表示人力資本異質化程度較高的勞動者流動曲線，由于人力資本較高的勞動者受教育程度較高，對生活質量、工作標準的要求也比較高。對這部分處在r區域的勞動者而言，環境污染的增加會使其產生區域流動的動機，c區域對于高人力資本的吸引力更強，因此環境污染的邊際作用將導致當地(r區域)高人力資本勞動力流入量下降，當環境污染達到一定程度將使得N(k;ε)<0，意味著c區域的高人力資本勞動力數量增加，即勞動力流動的數量增加。

據此可知，隨著勞動力異質性的提高，環境污染對勞動力流動規模的影響會從邊際負向作用逐漸過渡為正向作用。當環境污染程度較低時，異質性程度不同的勞動力主要考慮兩地的非污染效用，而環境污染達到一定程度時，高人力資本勞動力會更多地考慮生活質量問題，其流動數量會大幅度增加。

三 變量選取與數據平穩性檢驗

基于以上理論分析，環境污染對異質性程度不同的勞動力的影響大小可能會由邊際負向作用逐漸變為邊際正向作用。但在實際經濟運行中，環境污染與勞動力流動會受地理空間的影響(Tabuchi和Thisse，2002)[17]。在分析勞動者選擇流動決策時，對可能存在的空間效應需要加以驗證。因此，本文擬采用空間面板模型驗證環境污染對勞動力流動的偏效應。

(一)變量選取與說明

根據勞動力規模變化動態均衡方程，勞動力流動規模變化受到勞動異質性、環境污染程度、工資水平、消費水平、政府環保投資等因素影響，其相關變量及說明見表1。

表1 勞動力流動規模變化相關指標及其說明

(續上表)

注：污染程度指標計算參考了劉坤等(2007)[18]等對工業污染的數據收集方法，泰爾指數計算則通過不同產業占GDP比例計算而得。

(二)面板數據獲取及平穩性檢驗

本文選取2003-2012年我國31個省(市、自治區，除港、澳、臺外)面板數據，用以分析環境污染對勞動力流動規模的影響，如無特別說明，數據均來自《中國人口與勞動統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》以及《中國統計年鑒》。為了排除變量趨勢性影響，本文在平穩性檢驗中均引入趨勢項，并將各截面單位的數據進行標準化處理(標準化處理方法見文后附錄部分)，檢驗結果*由于本文使用面板數據n=31，T=10，故屬于短面板，LLC檢驗不具有有效性。見下表2：

表2 2003-2012年中國31個省(市、自治區)面板數據平穩性檢驗結果

注：*、**、***分別表示通過10%、5%和1%水平下的顯著性檢驗；Fisher檢驗包括四個檢驗統計量，表中只列舉了“修正的逆卡方統計量”進行平穩性說明，其他統計量同樣通過了平穩性檢驗。

對平穩性檢驗結果分析發現，表2中所有變量的對數值都是平穩的，不會出現“偽回歸”問題。

四 空間相關性檢驗和計量模型的建立

(一)空間相關性檢驗

由于勞動力規模變動具有明顯的空間效應，為了建立空間計量模型，需要對其進行空間相關性檢驗。本文采用地理鄰接矩陣作為空間權重矩陣，并進行標準化處理，以更好地體現空間滯后項(spatiallag)對勞動力規模變動的影響。選取莫蘭指數(Moran’sI)作為該模型的空間相關檢驗方法，對受教育程度不同勞動力規模的對數值進行空間相關性檢驗，并將面板數據劃分為時間T=9個截面數據*出于面板數據平穩性的考慮，且空間計量模型要求面板的平衡性，此處忽略2003年的勞動力規模數據。，檢驗結果見表3、表4和表5。

表3 初等教育勞動力空間相關性檢驗

表4 中等教育勞動力空間相關性檢驗

表5 高等教育勞動力空間相關性檢驗

在表3、表4和表5中，都存在不同教育水平勞動力流動規模未通過10%顯著性水平*莫蘭指數計算，均采用單尾檢驗。下的檢驗年份，但由于可能存在的時點變系數或變截距的影響，對分割年份可以得出空間計量模型的設定，仍然要優于普通計量模型的OLS估計。

(二)空間計量模型設定

選用空間杜賓模型(SpatialDurbinModel)，并采取面板個體變截距的設定方法，空間計量回歸模型如下：

(三)計量結果及分析

本文采用標準化后的空間鄰接矩陣，應用Stata13.0軟件對中國2004-2012年三種不同受教育程度勞動力規模對數值進行空間動態計量回歸，結果見表6。

由三個模型的豪斯曼檢驗可得，結果均強烈拒絕固定效應和隨機效應估計等同的原假設。因此，本文認為模型使用固定效應估計是有效的。從固定效應的回歸結果來看：一是不同受教育程度的勞動力空間滯后系數ρ均通過了5%顯著性水平的Z檢驗，并與空間相關性檢驗的結果共同說明了勞動力流動具有顯著的空間效應。動態面板勞動力規模的滯后項在三個模型中均通過1%顯著性水平的檢驗，據此獲得：在環境污染效應的空間影響下，隨著勞動者受教育程度的提高，勞動力流動規模所占比例呈現先下降后上升的“U”關系；環境污染的滯后項在三個模型中均不顯著，說明環境污染的非空間影響是較微弱的。同時，不同區域的平均工資系數均顯著為負，說明工資增長與勞動力流動決策之間的傳導機制可能存在時滯。但擁有人力資本較高的勞動者對于工資增長的信息掌握能力更強，因此平均工資增長的空間效應對受教育程度較高的勞動力有顯著正影響，并緩沖了非空間的負影響。產業結構泰爾指數旨在衡量勞動力市場的需求條件，其系數表明只有受教育程度較低的人群容易受到產業結構變動影響，這說明產業結構的升級過程中，第三產業中對于受教育程度較低的人群的需求仍然是增加的，這將吸引受教育程度較低的人群向產業結構優化程度較高的地區流動。

表6 2004-2012年中國三種不同受教育程度勞動力規模變動空間動態計量結果

勞動力規模的空間分布對人力資本兩極化的勞動力影響顯著，從lpopulation的系數可以看出，受教育程度較低的勞動力空間分布更為分散，而受教育程度較高的勞動力空間分布更為集中。政府環保投資的空間效應僅僅對受教育程度較高的勞動力影響顯著，說明這部分信息僅僅對異質化程度高的勞動力才具有參考價值。從三個模型的空間滯后變量檢驗來看，環境污染熵指數均通過了顯著性水平下的檢驗，這說明環境污染對于勞動力流動規模的空間效應是客觀存在的，且存在如下規律：

隨著勞動者受教育程度的提高，勞動力流動規模總體上呈現先減少后增加的趨勢。如圖2所示，橫軸與縱軸共同代表我國異質性勞動力人力資本的正態分布。不難看出，隨著勞動力異質性程度的提高，環境污染效應對勞動力流動的作用逐漸由負相關轉化為正相關，與前文理論模型的結論一致。同時受環境污染的影響，在確定的時間節點上，我國異質性勞動力的流動比例呈現“U”型分布。受教育程度的提高意味著人力資本積累量的提高，而環境污染的增加往往是經濟快速增長和高能耗產業鏈條造成的共同結果。這一過程會導致該區域內企業對于高人力資本勞動者的需求增加，一旦高人力資本的勞動者選擇流動，則其人力資本帶來的專業化效用將會貶值。然而，高人力資本對于環境的質量要求較高，環境污染的增加會提高其流動性。總之，這種雙重作用使得我國異質性勞動力的流動呈現出圖2中的“U”型曲線。

圖2 異質性勞動力的流動規模分布

五 結論與政策建議

從環境庫茨涅茨曲線來看，傳統的粗放式經濟高速增長會帶來環境惡化，而環境惡化又影響經濟增長和產業結構優化，進而對勞動供給和勞動力跨區流動產生影響。本文基于2003-2012年中國31個省(市、自治區)的面板數據，實證分析了環境污染對異質性勞動力流動產生的影響。結論主要有三點：一是環境污染對跨區域勞動力流動的規模變化有顯著的影響；二是人力資本積累較多的勞動者傾向于空間集聚，但環境污染會阻礙集聚趨勢的速度；三是受環境污染影響，異質性勞動力的流動規律不是線性的，而呈“U”型分布。也就是說，在環境質量較好的情況下，高異質性勞動力呈現出空間區域集聚趨勢。而隨著區域環境污染程度上升，尤其是環境污染超過一定值時，環境污染會導致高異質性勞動力向外擴散，即人力資本積累較多的專業化人才流失。宏觀面上，環境污染會造成勞動者健康水平下降、勞動力供給減少和勞動效率損失。

據此，本文提出如下政策建議：

第一，實施環境保護規制。環境保護規制會產生“倒逼效應”*“倒逼效應”是指當環境規制強度提高時會直接或間接增加企業的生產成本，促使企業采用環保先進技術及管理模式革新以適應環境規制強度的提高。技術與管理創新會提高企業資源利用效率，優化資源與能源的消費結構，抑制碳排放增長。，對企業的污染排放和技術創新產生影響。但現實生活中，一些企業會利用各種手段逃避環境規制，地方政府也會出于區域經濟增長指標的政績考慮，降低環境保護執法力度。因此，一方面，政府部門應建立科學的政績觀和合理的政績考評體系，將環境質量變化納入政績考核評價體系之中；另一方面，應針對企業建立激勵和懲罰機制，倒逼企業采用先進環保技術及科學管理模式，以降低由環境污染引發的勞動力大幅度流動所產生的負效應。

第二，建立勞動力流動引導機制。勞動力流動的穩定性，尤其是同質性勞動力流動的空間擴散性，異質性勞動力流動的空間集聚性，有利于區域經濟發展的相對均衡和產業結構升級。因此，政府應增加對同質性勞動力，尤其是農村勞動力的技術、技能培訓，鼓勵農村勞動力就地就業和創業，避免農村勞動力過度流失導致城鄉差距進一步擴大。同時，應給異質性勞動力提供健康良好的工作生活環境，促進高素質、高技能勞動力形成空間集聚優勢，推動區域產業結構升級和區域經濟“增長極”形成。

第三，建立環境質量綜合評價機制。建立科學、全面的環境質量評價機制，可以使政府對環境污染的突發事故及時作出反應，也可以避免環境污染信息不對稱造成的勞動力無序或盲目流動，避免區域勞動力大量流失對經濟發展穩定性的影響。

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[責任編輯：余 英]

附錄:

熵值賦權法作為管理學中常用的綜合評價方法，已應用于多方面。其解決了量綱不同情況下的指標計算，并給出不同指標的權重，使其具有橫向比較的價值。本文處理環境污染指標的具體步驟如下：

1.構造工業污染，包括廢水、廢氣、廢渣的面板數據，并將其寫為矩陣X的形式；

2.由于所有的指標都為正值，根據極差標準化法則，得到新矩陣XS。矩陣XS中的每一個元素由下式計算得出：

3.計算第j項指標下第i個樣本的比重，并排列成工業污染的數據的比重矩陣W；

4.分別計算廢水、廢棄、廢渣三項指標的信息熵值，其計算公式如下：

5.由于指標信息取決于該指標信息熵ej與1之間的差值，信息熵越大，則其對評價的重要性就越小，權重也越小。因此三種污染的最終權重計算如下：

上式計算結果即為三種污染對應的權重指標。根據該權重，便可以求得工業環境污染的綜合指標對應的變量pollution。具體地，該值由MatlabR2014A計算所得。

[引用方式]楚永生,劉楊,劉夢.環境污染效應對異質性勞動力流動的影響——基于離散選擇模型的空間計量分析[J].產經評論,2015,6(4):45-56.

The Research of the Mobility of Heterogeneous Labors with the Pollution Effects: Spatial Empirical Analysis Based on the Discrete Choice Model

CHU Yong-sheng LIU Yang LIU Meng

The rapid growth of China’s economy and the extensive mode of developments have brought worsening pollution. The pollution influences not only the economic growth and the improvement of industrial structure, but also the labor supply and the labor mobility between regions. Based on China’s 31 provinces’ 2003-2012 panel data, this paper uses methods of spatial econometrics and analyzes the impact of pollution on labor mobility with heterogeneity. The result shows: First, pollution has a significant effect on the labor mobility; Second, with the influence of spatial effects of pollution，the labor mobility makes the low-educated labors present the phenomenon of spatial dispersion, and makes the high-educated labors agglomerate in the specific regions; Third, with the pollution effects, heterogeneous labors mobility presents U-shaped pattern. Based on these conclusions, this paper proposes the government should improve the environment to lead reasonable labor mobility.

heterogeneity of labors; labor mobility; pollution; the spatial effects

2015-01-12

國家自然科學基金項目“農田水利改革中農戶參與灌溉管理行為及其對農業生產的影響”(項目編號：71103091，主持人：孟德鋒)；教育部人文社會科學規劃基金項目“土地流轉視野下的農村社會保障體系構造發展研究”(項目編號：10YJCZ021，主持人：楚永生)；江蘇高校優勢學科建設工程資助項目(PAPD)。

楚永生，博士，南京審計學院公共經濟學院教授，主要研究方向為勞動與社會保障；劉楊，南京審計學院公共經濟學院碩士研究生，研究方向為勞動經濟學；劉夢，南京審計學院經濟與貿易學院碩士研究生，研究方向為世界經濟。

F240

A

1674-8298(2015)04-0045-12

10.14007/j.cnki.cjpl.2015.04.005