农村剩余劳动力转移影响因素分12

农村剩余劳动力转移影响因素分析 一、 引言 在中国改革开放 30 年的回顾中，家庭联产承包责任制被认为 是最伟大的发明之一。由此制度变迁所激发出的农业生产率上升， 带来了可能在今后 30 年中我们必须面对的另一重大课题，即农村剩 余劳动力转移问题。从西方发达国家的经验看，工业化是一个国家 经济腾飞的基础，而农村剩余劳动力转移到非农产业便是整个工业 化过程逻辑延伸的必然产物，即成为国家工业化的动力又是工业化 的结果。特别地，当这种迁移过程发生在一个拥有 7 亿农民的大国 时，其重要性更是不言而喻的。 在迁移理论中，刘易斯的二元经济理论堪称鼻祖，深刻地影响 着我国农村剩余劳动力转移的实践。劳动力无限供给假说曾在相当 长一段时期内与中国的实际情况相吻合。该理论还认为，在竞争的 条件下，迁移的动因是城乡部门的收入差异，农村劳动力转移的过 程将使工业部门与农业部门的边际生产率趋于一致。这是大师的手 笔了。托达罗的主要贡献在于对刘易斯模型进行了修正，在修正后 的模型中， “预期收入”最大化的目标是每一个潜在乡城移民是否 决定迁入城市的基础。人力资本劳动力迁移理论则可以看作是对托 达罗模型的补充，城市部门预期工资被假定为迁移者个人技能的函 数，这样在固定制度框架下，迁移者选择问题便可以得到很好的描 述。新劳动迁移理论把家庭作为迁移选择的决策主体，通过建立相 对剥夺假说说明迁移的动因。 然而必须明确的是，理论是在一定约束条件下解释世事的，没 有局限条件的理论永远正确，但没有被事实推翻的可能性也就不成 科学了。迁移理论大多数是由西方学者建立的，其假设前提也都多 与他们所处的国家接近，因此，要研究中国农村剩余劳动力转移问 题，运用经典理论分析迁移动因的时候，加入中国特殊的约束条件 是重要且必须的。本文试通过引入中国独特的约束条件，进而分析 剩余劳动力转移的成因。 二、 背景与回顾 1978 年以来中国经历了非常巨大的农业劳动力转移过程。改 革开放以前，严格的户籍制度人为地造成了城乡分离的二元经济结 构。在 1952 年，87.5%的人口生活在农村；到 1978 年，比例只是发 生了轻微的下降，变为 82.1%。自 1978 年以来，劳动力转移的速度 得到了很大的提高，2000 年农村人口占全国的比例为 63.8%，2006 年该比例为 56.1%。根据官方数据，第一产业就业人数占全国就业 人数的比例 1952 年为 83.5%，1978 年为 70.5%，而 2006 年则减小 为 50%。官方数据显著低估了第一产业就业人数的下降，从而也就 显著地低估了农业部门就业人数的下降量。中国国家统计局仍将数 以千万计的进城临时农民工计为就业于农村地区的农民，并很可能 是将之计为就业于第一产业部门的农民。根据盖尔约翰逊的估计， 1952 年农业部门的就业量既有可能占到总就业量的 75%左右，2000 年这个比例低于 40%几乎是可以肯定地。蔡昉也认为，至 2007 年， 中国农村剩余劳动力约为 1.1 亿左右，占全国农村劳动力的 22%， 也远低于目前的普遍看法。 从纵向的时间数列上看，中国农民工数量在1993年和2003年经 历了两个高峰期，分别比上年激增了648万人和805万人；而在1989 年却经历了一次最大的农民工回流，回流数量接近200万人。1993年 正值邓小平同志“南巡”讲话之后的又一次改革高潮,城市部门迅速 扩张,带动了农村劳动力的快速转移;而2003年,由于加入世贸组织的 效应迅速释放,我国工业部门尤其是劳动密集型的加工业部门的发展 呈井喷态势,对劳动力需求陡增,造成了农民工数量大幅度增加。 1989年前后,我国政府对城市部门进行了严厉的治理整顿,城市部门 发展受到严重抑制,造成大量民工返乡;可见，中国农村剩余劳动力 的转移不仅取决于决策主体自身的成本收益分析，还取决于外在的 制度约束。 三、 理论模型 1、 构造效用函数 为了简化起见，我们只考察农民收入变量与迁移的关系，所 有影响迁移的其它因素占且搁置，列入残差项中。移民是有风险的 行为，是在不确定条件下做出选择，而两种选择（移民和不移民） 的结果具有“自然”的独立性，由此，我们可以写出移民的期望效 用函数即冯诺依曼摩根斯坦效用函数： (,)()()1212UIUIIi MiAi （1） 这里，U i表示第i个农民的效用函数，I i1表示作全职移民所获 得的收入， 1表示选择移民的概率；I i2表示选择作全职农民所获 得的收入， 2表示不选择移民的概率；假定U i是二次可微的，且对 收入变量I是严格的凹函数，即有 ， （2）01iiI ， 2 UiIiI （3） 不难发现，移民与不移民的选择是两个相互对立的事件，确定 一个事件另一事件也就随着确定，即有 1+ 2=1，那么（1）式就 可简化为： （4）(,)()()12UIUIIiMiAi 2、 全职移民的情况 我们再假定农村采取完全的土地均分制度，每个人拥有的土地 数量相同且均为T。农地的买卖是不允许的，但土地可以自由流转并 且农民拥有的土地不会被重新分配。农民可以任意租出或租入他所 希望的土地数量，土地市场为完全竞争市场，每单位耕地面积的地 租为r，土地流转的交易费用为c，它与r一起共同决定了实际地租的 大小。于是，做全职移民时所获得的收入I i1是其在城市部门所获得 的工资收入W加上出租土地所获得的净租金R与转移过程中需一次性 支付的固定成本N之差。即： Ii1 = W + R - N （5） 根据托达罗模型中的描述，移民是存在风险的，因此W并非是一 个固定的值，而应该是一个随机的变量，我们引入与该变量相关的 风险贴水E来修正W的值。（5）式就可以写作： Ii1 =W + T*(r c) - E - N (6) 显然，在W、N、r、c皆可看作一个固定值的情况下， 选择做 全职移民的人必将全部出租其拥有的土地，以使其收益最大化，即 有T *=T。这时，I i1的大小将取决于风险贴水E的大小。那些移民后 更容易找到工作的人将面临更小的风险，因此预期收入I i1也将比那 些较难找到工作的人高，也就会更倾向于移民。 3、全职农民的情况 接下来我们考察全职农民的情况。用q表示农产品的产量，它是 农民耕种土地数量T *的函数，为了简化分析，假设农民对单位土地 的劳动投入与资本投入是均质且等量的，我们把土地的数量作为生 产函数的唯一变量，其它要素则当作常量暂不虑。那么该生产函数 的表达式就可以写作： (7)*()qfT 其中 是一个正数，用以衡量劳动生产率。 ，(0)f 。 T *作为一种生产要素，满足边际产量递减规律，即有：(0)f ， *()0fT2*()0fT （8） 我们假定农民自身劳动生产率 是一个固定值，在短期内不会 改变。在均衡状态下，每单位耕地面积的地租必将等于土地的边际 产品，否则农民便可以选择租出或租入土地来增加其收益。当 时，带入q值，化简得 ，根据 值的大小，rT*()fTr 我们就可以确定出全职农民选择耕种土地的数量T *，在引入土地流 转的交易费用c以后，就可以写出全职农民的收入I i2的表达式： *()()2fTrcsid.st0 T （9） 表示农民租入土地数量； 表示农民租出土地数量。Tds 满足上文的假设，即农民可以租入他想获得的任意数量的土0 地。 保证了 必须小于 ，也就是说地租r不会高到使()fTs 农民完全放弃耕种才是最优选择。分别对 、 求偏导，有：Tds *2()0Iifrcd （10） *2()0IifTrcs （11） 明显地， （10） 、 （11）中的等号是不可能同时取得的，因此农户 不可能在同一时间即租入土地又租出土地。根据劳动生产效率 的 不同，一个农户可以被归结为以下三种类型中的一种。 租入： （11*()fTrc 2） 租出： 2f （13） 自给自足： T*= T 0*()rcfTrc （14） 21 （15） 那些拥有 的村民选择租入土地，拥有 的则选择租出土地，12 拥有 的选择自给自足。只有当租出或租入土地带来的好处足以弥0 补交易费用c时，土地流转才会发生，所以自给自足的一阶条件并不 是一个确定的值而是一个区间范围。从（12）、（13）、（14）中 我们还可以看出，村民的选择行为并不依赖于他们原本拥有的土地 数量T，而仅仅与劳动生产率 相关。 4、 迁移的决定 从方程（4）中我们可以看到，对迁移的决策主体农民而言， 无论迁移与否，最终的目的是要使 最大化，这取决于 、Ui1 、 的大小。理论上迁移概率 是个连续的变量，其取值UMA1 范围为0，1。但在现实中，农民只能做出迁移或者不迁移的选择， 也就是说只能选择“零或全部” 。这时 是个离散变量，只能取值0 或1，取0表示不迁移做全职农民；取1则表示迁移，做全职移民。通 过上文的分析，我们可以得出农民的效用函数： 当 时， (16)*()()1iUIWTrcENMi 当 ，0 (17)()()()()2IfrsiAid 农民通过比较 与 的大小来决定是否迁移。令 ,当 时，农民选择不移民，农村劳动力转移将VU0V 不会发生；当 ，农民选择移民，农村劳动力转移将会发生。 此时，我们把研究的重点放在地租r上，着重分析当地租r发生变化 时，农民的迁移决策将发生何种的变化。为此，我们考察以下偏导： *()()()()V EUfTrcTUWTrcNsMAddrr （18） 其中， 表示全职农民土地交易量，其值可以为正，也可s 以为负或者零；我们最关心的是，当V=0时，即农民在选择迁移与留 守的临界点上，表达式（18）的符号。由于此时 ，进一步12Ii 地就有 。此时， （18）就可以合并为：UMA ()VETsrdr （19） 根据表达式（9）的限定条件， . 表示地租r0TsdE 对移民时风险贴水的影响。根据布拉特（Prat，1967）的研究， 的值对于递减风险规避、不变风险规避、递增风险规避的人0EI 来说，分别为负、零和正。在现实生活中，大多数人更容易表现为 递减风险规避，因此我们认为 。进一步地， ，那么就0EI0Ir 有 。通过以上分析，我们可以看出在移民与留守0EIr 的临界点上，有 。也就是说，地租r在边际上每增加一个单V 位，会使得V0，农民将倾向于留守农村。对这一结论，合理的解释 可能是，农民选择全职移民时，在收益最大化的条件下，他一定会 租出全部的土地T，那么，当地租r上升时，其移民的风险将被地租 收入的增加部分的分散，也就增加了其移民的激励。从另外一个角 度看，当农民选择不迁移的时候，其从事农业生产的成本就是土地 的租值r ，这是机会成本的概念，当r越高，选择留守的代价也将提 高，而迁移的成本却相对下降。 四、 假说与检验 1、 假说 通过本文第三部分理论模型的分析，我们可以提出几个可供检 验的假说，这些假说皆于土地租值r有关。 假说1：免除农业税，农产品价格上升对农村剩余劳动力转移的 影响是不确定的。 2005年底，十届全国人大常委会第十九次会议通过决定，自 2006年月日起废止农业税条例，亿农民依法不再缴纳农业税， 延续多年的农业税从此退出历史舞台。农村税费改革不仅 取消了原来亿元的农业税赋，而且取消了多亿元的 “三提五统”和农村教育集资，还取消了各种不合理收费。取消农 业税的同时，国家对农业的补贴力度也是一再攀升。另外，农产品 的价格从2007年开始大幅度上涨，农民生活水平也因此得到明显改 善。取消农业税和农产品价格上涨，皆变相的增加了土地的边际产 值，所以普遍的看法是，由这二者导致的农业收入增加，在迁移决 策中，会降低来自于农村内部的推力，因此阻碍农村劳动力的转移。 但是，当我们加入土地租值以后，取消农业税以及农产品价格上升 对劳动力转移的影响将是不确定的。具体分析如图一所示（为了简 单起见，我们只考察取消农业税的情况，农产品价格上升与其内在 逻辑是一致的）： A3 B1 O IC2 IC1 E2 E1 X1 X2 E3 X3 补偿预算线补偿预算线 B2 A1 A2 Y X 图一 我们运用消费选择理论中的无差异曲线分析法来分析这一问题。 横轴 X 表示在农村工作的收入，纵轴 Y 表示移民进入城市工作的收 入。第一阶段，理论上农民的最优选择是其预算线 B1A1 与无差异 曲线 IC1 的交点 E1.第二阶段，即当国家取消全部农业税时，农业 收入上升了，预算线 B1A1 移动为 B1A3,均衡点也由 E1 变动到 E2。 取消农业税带来的总效应为 X1X2,这里 X1X2 为矢量，大小为 X1 到 X2 的距离，方向为正。我们运用希克斯分析方法，通过引入补偿预 算线 B2A2 来分析这一变动过程中的收入效应与替代效应。校正曲线 B2A2 剔除了取消农业税带来的 “实际收入 ”上升，仅仅保留了由 该项政策引起的留守农村与完全转移的相对代价变动。图中，替代 效应表示为 X1X3,方向为正。替代效应的发生是因为农业产出增加， 农民留守将获得更多的农产品收入，因此使得农民不选择迁移的意 愿增加。收入效应等于总效应减去替代效应，在图中表示为 X2X3， 方向与替代效应相反，为负。对收入效应的解释是，取消农业税使 得农业收入增加，收入等于成本，于是农业生产的成本（机会成本） 增加。上文我们已经分析过，农业生产的成本应是土地的租值 r， 那么 r 增加将加强农民迁移的激励。 通过上述分析，我们不难发现，总效应的方向是正