（世界经济专业论文）影响日本农业剩余劳动力转移的主要因素实证分析.pdf

摘要 本文结合传统的理论框架，对决定日本农业剩余劳动力转移的主要因素进 行实证分析，第一部分介绍已有的理论模型，并提出问题；第二部分首先分析的 是净收入差距如何影响农业剩余劳动力转移决策，然后分析经济增长在日本农业 剩余劳动力转移过程中的拉动作用，接着分析日本农业机械化对日本农业剩余劳 动力转移的促进作用。基于上面的分析又对日本农业剩余劳动力的逆转移和转移 速率进行分析。第三部分首先是对数据进行相关性和协整性进行检验，然后对模 型进行回归分析，然后对上述三个因素在农业剩余劳动力转移决策中贡献的大小 进行分析，其结果表明经济增长的作用效果较为明显，而收入差距的作用效果较 弱。第四部分结合上述的分析对日本农业剩余劳动力转移做一个总结，并对我国 的农业剩余劳动力的转移提出相关借鉴。 关键词劳动力转移经济增长率收入差距机械化 a b s 拄a c t b a s e do nt h ec l a s s i cl a b o r m i g r a t i o nm o d e l ，t h i st h e s i s i s g o i n go nt h ee m p i r i c s a n a l y s i so nt h em a i nf a c t o ri n f l u e n c i n gj a p a ns u r p l u sa g r i c u l t u r el a b o rf l o w , t h ef i r s t c h a p t e ri si n t r o d u c et h ef a m o u se x i s tm o d e la n dp r e s e n tt h eq u e s t i o n t h es e c o n d c h a p t e rf i r s t l ya n a l y s i sh o wd o e st h en e ti n c o m eg a p ，g d pa n dm e c h a n i z a t i o n i n f l u e n c et h em i g r a t i o nd e c i s i o n t h e nf o c u so nt h eu r b a n - r u r a lm i g r a t i o na n dt h er a t e o ff l o w t h et h i r dc h a p t e r f i r s t l y m a k e st e s to nt h ed a t a sc o - l i n e a r i t ya n d c o i n t e g r a t i o n ，t h e nm a k ee q u a t i o no nt h em o d e l ，a f t e rt h a t ，c o m p a r et h ec o n t r i b u t i o n w h i c hm a d eb yt h ee x p l a i ne l e m e n ta n dw ed i s c o v e rg d pr a t ei sr a n kn u m b e ro n e t h ef o u r t hc h a p t e rm a k ea nc o n c l u s i o no nt h ej a p a na g r i c u l t u r el a b o rf l o wa n d p u t f o r w a r ds o m eu s e f u ls u g g e s t i o na b o u to u rc o u n t r y sl a b o rm i g r a t i o n k e y w o r d l a b o rm i g r a t i o ng d pr a t e i n c o m eg a pm e c h a n i z a t i o n 湖北大学学位论文原创性声明和使用授权说明 原创性声明 本人郑重声明：所呈交的学位论文，是本人在导师的指导下，独立进行研究 工作所取得的成果。除文中已经注明引用的内容外，本论文不含任何其他个人或 集体已经发表或撰写过的作品或成果。对本文的研究做出重要贡献的个人和集体， 均已在文中以明确方式标明。本声明的法律后果由本人承担。 论文作者签名：机良 时间：叫年r 月2 = | 日 学位论文使用授权说明 本人完全了解湖北大学关于收集、保存、使用学位论文的规定，即： 按照学校要求提交学位论文的印刷本和电子版本； 学校有权保存学位论文的印刷本和电子版，并提供目录检索与阅览服务 学校可以采用影印、缩印、数字化或其它复制手段保存论文： 在不以赢利为目的前提下，学校可以公布论文的部分或全部内容。 ( 保密论文在解密后遵守此规定) 论文作者签名： 娴太 馘醐侧吣月干 导师签名：i 刃对 签名日期：沙彩彰月6 日 文献综述 国内外关于农村剩余劳动力转移问题的研究已经取得了丰富的成果，在这些 成果中，具有代表性的有，w a ，刘易斯的劳动力无限供给模型，j 费景汉、g 拉 尼斯的费一拉模型，d w 乔根森的乔根森模型，j r 哈里斯、m p 托达罗的哈里 斯一托达罗模型，l g 雷诺兹的四部门经济发展模型。 ( 一) 刘易斯( w a l e w i s ) 的劳动力无限供给模型 1 9 5 4 年，刘易斯在劳动无限供给条件下的经济发展o 一文中提出了第一 个农业剩余劳动力转移模型，该模型在剩余劳动力转移理论中具有里程碑意义。 该模型有三个基本假设： 一是劳动力无限供给o 。二是经济分为“资本主义”部门和“自给农业”部门。 前者主要由现代工业部门构成，使用资本和劳动创造利润：后者是指生产只能满 足消费的农业部门。三是工资水平不变。由于农业剩余劳动力存在，劳动边际生 产率依然小于工业平均水平，因此工资水平就不能随部分剩余劳动力的转移而提 高。 在刘易斯模型中，农业剩余劳动力转移的决定因素是城乡收入差异。只要城 市“资本主义”部门的平均工资水平高于“自给农业”部门的收入水平，并高出一定 的比例，农民就愿意离开土地转移到城市谋求新职业。其转移过程如下： 0l e w i s ，w ae c o n o m i cd e v e l o p m e n t w i t h u n i r n i t “ls u p p l yo f l a b o r 田t h e m a n c h e s t e rs c h o o lo f e c o n o r a i es n ds o c i a ls t u d i e s ，1 9 5 , 1 。刘易斯在劳动无限供给条件下的经济发展一文中解释到尽管目前有些发达国家出现劳动力短缺， 但在许多发展中国家，当“经济的发展取决于工资”，当“劳动的边际生产卑为霉或可忽略，在固定的工资 水平上，劳动的供给超过劳动的需求”劳动就可以认为是无限供给。 在上图中，o s 为“自给农业”部门的平均收入，o w 是“资本主义”部门的工 资，w q l q o 为无限劳动力供给曲线，n o q o ，n 1 q l ，n 2 q 2 ，n 3 q 3 为边际生产力曲 线。n i q l 代表最初的劳动边际生产力曲线，“资本主义”部门雇佣的劳动力为o l l ， 它所获得的利润为w q i n l ，然后将利润进行再投资，由于资本投入的增加，劳 动边际生产率会提高，劳动边际生产率右移为n 2 q 2 ，“资本主义”部门雇佣的劳 动力为o l 2 ，它所获得的利润为w q 2 n 2 ，然后将利润进行再投资，依次类 推，直到农业部门没有剩余劳动力，也即农业部门剩余劳动力转移完成，此时农 业部门收入o s 和工业部门工资o w 都会提高，并趋于相同。 ( 二) j 费景汉、g 拉尼斯的费一拉模型 费景汉和拉尼斯进一步修正和发展了刘易斯模型，他们同意城乡收入差距是 农业剩余劳动力转移的决定因素这一基本观点，不同的是，他们认为刘易斯模型 一方面忽略了农业剩余劳动力转移的一个前提条件是农业劳动生产率的提高，另 一方面忽略了工业的发展要靠农业剩余劳动的支撑。拉尼斯一费景汉把不变的工 业部门收入水平叫做不变制度工资( c i w ) ，因为在有农业剩余劳动存在时，农 业劳动者的收入是由制度决定的，而不是由市场决定的。 在费一拉模型中，农村劳动力向非农部门的转移可划分为三个阶段( 如下图 所示) ： 。f e i c h r a n i s g a t h e o r yo f e c o n o m i c d e v e l o p m e n t 呐a m e r i c a n e c o n o m y r e v i e w1 9 6 1 ( 9 ) - 2 - 一 n农业劳动力 m p p l 曲线 s c i w 瞥8 曲线u ， 二 d 曩 弋 转折点1 转折点2 第一阶段为农业劳动边际生产率等于零( m p p l = o ) 的阶段。o a 是农业总 劳动力，在这一阶段，工业部门首先吸收边际生产率为零的剩余劳动力，这部分 劳动力转移到工业部门不会引起农产品总量的减少和粮食的短缺。这个阶段与刘 易斯模型是一致的。a a s 是人均农业剩余产品，在图中表现为s s l 部分。 第二个阶段，农业劳动边际生产率大于零但小于农业劳动者的平均收入水 平，小于不变制度工资( 0 m p p l c i w ) 。当a d 段劳动力从农业部门转移出去 后，这时出现第一个转折点，表示农产品开始短缺，转移受到阻碍。农业总产出 就会开始下降，a a s 也会跟着下降，即发生农产品和粮食短缺。粮食短缺必然 导致粮食价格上涨，工资水平也必然相应提高，即m p p l 曲线呈上升趋势。 第三个阶段，农业剩余劳动力转移完毕，这时出现第二个转折点，表示农业 剩余劳动力消失，农业已经完全商业化，农业部门的工资水平再也不是由制度决 定，而是由市场原则决定，即由劳动边际生产率决定。此阶段的劳动边际生产率 高于不变制度工资( m p p l o ，g ”( ) o ，f ( ) o ，f ( ) 0 ，f ”( ) 曩。 p l 则t 期机械可以替代劳动力的累积数量为x ，= 堡! t 曩，t 期机械替代劳动 。f 红因为每家农户至少有一个劳动力来操作机器。 1 5 一 力数量的增量为诚2 z 一墨一- 2 鲁( 红+ i 。鼻一4 “) 2 机械化普及率贡献分析 ( 1 9 ) 设五，为变量机械普及率# t r a t e ，的解释变量，其基本步骤可参考上节中的经 济增长率贡献分析。互为除机械化普及率以外的可以影响转移成本的因素，则转 移决策方程可以描述为： m r a t e l 2px。+ym(201 霉= 咒，+ 口7 z i + 4 , ( 2 1 ) 由于样本分布并不是随机的，而是具有选择性的，并且这种选择性是样本本 身所固有的，无法避免，因此，在研究机械化普及率对转移决策作用时通过以下 几个步骤来减少样本固有的偏差，并尽可能客观地反映出机械化普及率对转移决 策的作用大小，这种方法同理也可用于其他变量对转移决策作用的分析。 第一步，用约简方程估计参与转移的概率： g = p 1x m + 仅fz ? + ! 根据上式的估计，以城乡差别为依据，分别计算出各个变量方程的逆米尔比 塞 乙= ( 夕j 已+ 口z f ) m ( x 。+ a 。z j ) ( 2 2 ) 第二步，按赫克曼二阶段法的要求，对各个变量方程进行回归，代入逆米尔 比率以修正样本选择的偏差 l o g m r a t e = 尾五+ 磊，+ ( 2 3 ) 上面两式将给出变量m r a t e 。的无偏估计。 第三步，根据上面修正后的方程计算解释变量m r a i e ，的无偏估计值，并将之 代入转移决策方程，从而估计出变量聊口螺对转移率的作用r ， 即： 鼻= ( 1 0 9 m r a t e ，) + 口z + 毒 ( 2 4 ) 以，为机械化普及率的解释因素，包括手扶拖拉机普及率，灌溉机器普及率 等，日本机械化的普及从实旄到完成时问非常短，只有十几年的时间，随着技术 的进步，日本农业由传统的人工超作机械化转向现代的高科技远程监控超作，标 准的改变，量化的结果实际意义也不大，因此，在实证分析中，着重选取7 0 年 代日本机械化开始普及到基本实现这一阶段的数据。 ( 四) 农业剩余劳动力转移与逆转移分析 1 基本假设 经济中参加工作的人总数h ，也即所有劳动力，假定”= l ，竹= + n 。 e 为综合农业生产成本，则农业部门的净收入为 卵= 孵一c ，= + k c ， ( 2 5 ) 瓦是工业部门最低工资，非农业部门非工资收入为。( ) ，c 埘是维 持非农业部门最低生活水平的费用，也可被称作非农业部门基本生活资料费。 既 = g ( 2 6 ) 瓦 ，因为非农业部门生产率高于农业部门生产率：厂( 聆。) ( ) 。 瓦= f ( 咒：) ，z = ，( 砖) 是非农业部门利润最大化时的生产函数，砖 以，畲。是非农业部门的劳动力总数。 则非农业部门的净收入水平为 暇 _ 瓦+ ，q ( 2 7 ) 农业部门的工资和劳动力数量是具有弹性的。非农业部门的工资水平具有一 定的刚性，而劳动力数量具有一定的弹性。 最初两部门的劳动力分配被给定，两部门的相对工资被调整直到农业部门所 有的剩余劳动力被转移。 o 该收入包括政府给予城市职工的医疗补贴、最低生活保障等。 。在5 0 年代初至6 0 年代初，日本城市工业部门劳动力严重不足，大量劳动力来自于农村。 。此收入不包括第= 兼业农户，住在农村，获得工业部门收入，则其净收入为碱= 瓦+ k ，一c ：， c ：为农村最低生活费用，q 是c r 的一部分且q o ，”。= 0 ；“。= 0 并不是指非农业部门不存在失业，而是 指这一阶段为工业部门扩张阶段，工业部门需要大量来自农业部i 的劳动力，其 失业率水平处于自然失业率水平，而农业部门劳动力严重过剩，其向工业部门输 出劳动力基本上不影响农业总产量。第二阶段“， o ，扰。 o ；这一阶段为工业部 门发展阶段，农业部门向工业部门转移劳动力已经开始影响农业部门的总产量， 而工业部门劳动力已有多余；第三阶段，农业部门剩余劳动力基本转移完毕，而 非农业部门的劳动力供给出现过剩，蚱= o ，“。 o 。： 第一阶段：农业部门存在较高失业率，且非农业部门存在就业不足，农业部 门转移到工业部门的预期工资率为：眈：巩，预期净收入为 吃；吲+ 圪e ：瓦+ 圪e 畔，此时会有大量农业剩余劳动力转移到非农业 部门。转移量为卢心以厂( 吃一矽) ，其中为相关系数。“，受限于机械化普 及率p m 所造成的失业，可描述为辟( p o + p m ，p o 为初始状态下的农业剩余劳动 力所占比率，为机械花所造成的农业劳动力剩余率。 第二阶段，非农业部门出现失业，农业剩余劳动力转移到城市存在失业的风 险，农业部门转移到非农业部门的预期工资率为：2 一_ 一f i r e 瓦，当是找到工作 的概率，预期净收入为爵2 卺( 瓦+ 圪) e ；随着转移数量的累积增抓 一直在增加，而城市工业化逐渐基本完成，”：规模逐渐趋于稳定，则霹处于递 减趋势，若爵 秽，则转移的趋势继续，若面= 秽，则转移处于均衡状态， 转移的数量心= ，( i 曙，秽) + c ，c 是截距项a 。此等式中的等于零不是绝对地指不存在失业，而是指失业率很低，或低于某个低标准水平，可近似认为 等于霉。 第三阶段，农业剩余劳动力转移完毕，农业部门工资开始上升，农业劳动力 转移到非农业部门的预期净收入为爵= 鱼( 瓦+ k ，) 一q ，而秽开始处于上升， 7 0 若眈 矽，农业劳动力继续转移，若明 时，但当既= g 时，即工资所得勉强满足基本生活费 时，这时可能发生劳动力转移，即当 c j 时，显然留在农业部门净收益更大。其决策方程为 m a x ( 整瓦一w o + c ，一e ，o ) ，当鱼瓦 时，即当工业部门预期收入大 ，1 ph 于农业部门收入时，这时可能发生劳动力转移，也可能不发生，当! k 瓦= e 时， n u 即农民预期城市获得的收入勉强满足基本生活费，这时农业剩余劳动力的转移决 策取决于其它变量，有可能是非收入变量。比如说是城市的便利或乡村的清闲。 如果农业部门 c r ，则农业剩余劳动力会选择留在农业部门，因为留在农业 部门的收益高于非农业部门，因此己转移出去的农业剩余劳动力也会回流到农业 部门，不仅如此，城市里面的失业工人也会有转移到农村的倾向，其决策方程为 m a x ( - + q c + c f ，o ) ，正如5 0 年代初，大量城市工人流动到农村。 另外非经济因素c ，也是影响劳动力从城市转移到农村的一个因素，比如农村生活 悠闲，不是高负荷，自然环境好等。但 _ c r 时，即农业所得还不够农业支出， 这种情况理论上存在，实际中比较少，因为这时政府就会介入，农村劳动力通过 比较农业补贴叶和城市可能获得的补贴呓，从而来决定转移与否。 情况2 当工业部门收入水平低于农业部门工资水平时，也会出现劳动力转 移。当瓦 e 时，当 ，z “ 卺瓦一c l ， 一e 时，农业剩余劳动力仍然会作出转移到城市的选择。 情况3当工业部门工资大于农业部门工资收入时既 ，也会出现转移出 去的农业剩余劳动力回流到农村。当- - c m c r 时，在不考虑转移成本q 和 城市失业率“。情况时，是农业剩余劳动力转移到非农业部门的典型情况，其转 移决策方程为m a x ( 一+ g e ，o ) ，这种情况主要发生在工业化的初期， 工业部门缺乏劳动力，农业剩余劳动力的预期工资水平可以相当于非农业部门工 人平均工资水平。当随着转移的不断进行，就必须考虑城市失业率“。，过多的 农业剩余劳动力进入城市，在工作不能确保的情况下，会给城市的秩序和福利水 平造成影响，政府这时就会介入，其政策成本( c ，的一个部分) 不仅使农业剩余 劳动力的转移决策失效，而非农业部门的失业劳动力的一部分政府补贴圪将会 减少，将直接促使他们向农业部门转移，其转移决策方程为 m a x ( 一既+ e c ，+ 一，o ) ，当c r 相对较低时，回流到农业部门是一项合理 的选择。 ( 五) 日本农业剩余劳动力转移速率分析 假设t 时期日本总劳动力的数量为f ，日本剩余劳动力的转移量为a n , ，日 本的当期农业劳动力占总劳动力的比例为只，日本上期农业劳动力占总劳动力 的比例为p f 则转移速率 v = 珥n , 一1 = ( m 一1 只一1 一_ ；b ) m 一1 ( 2 9 ) 又由于转移速率主要由经济增长率( e r a t e ) ，城乡收入差距( i r a t e ) 和机械化普及率( m r a t e ) 决定，c 代表其他因素 则：v = f ( e r a t e ，i r a t e ，m r a t e ，q ) f 1 2 f ( a g d p , i g d p , 一l ，峨y , _ l ，p ( m ) ，q ) = u jk g d p , g a p , 一1 + 如以m l + 地p ( m ) ，+ q ( 3 0 ) 建立的l o g i t 方程为： l g ( a n , ，一1 ) = 禹l g ( k g d p , g d p , 一i ) + h l g ( a y , m 1 ) + 6 l g ( p ( m ) ，) + q 即l g ( e h a n g e r a t e ) 2 “l g ( e r a t e ) + 1 2l g ( i r a t e ) + 1 6 l g ( m r a t e ) + q l o g v , = a ，1 。g ( ! ! 堡! 生e r 二a 。；t e i ! ) + ：l 。g ( ! ! ! 堕；i 。r 二a l t ：e ! ；甄) + 飓l 。g ( 竺! ! ! ! ! m i _ 二r a ! t ；e ! i 璺坠) + c ： ( 3 ) 。杨春瑰劳动力迁移的l o g i s t i c 离散模型及其稳定性分析田- 中国农村观察，2 0 0 3 ，( 2 ) - 2 1 三、实证分析 ( 一) 数据选取 我们这里通过历年的日本统计年鉴和日本农业年鉴的数据汇总，分别选取其 1 9 5 5 年到1 9 9 0 年各年总劳动力数量，各年农业产业劳动力所战比重( r ) ， 各年农业产业占g d pl h 重_ p o , ，农工劳动收入率比例( j j l 护肆。) ，机械化率 _ ， 农户数目氓。 则历年的转移量= m 最一j + 。昂+ 。+ 厶+ 一厶一厶+ 和。分别代表每 年新加入到农业部门的劳动力和每年农业部门退休的劳动力，由于其数目相对于 农业部门劳动力数量比较小，两者之差可忽略不计，则历年的转量觚取前两项 之差。 历年的农业剩余劳动力转移率只= a 。m 最， 历年的农业剩余劳动力转移率速率= ( f f m + ，) a z , 历年的农业净收入占非农业净收入比率i r a t e 。= m p r 历年的机械化普及率m r a t e ，= _ ，日本农业的机械包括拖拉机、插秧机 和播种机等这里选取的是以拖拉机普及率为代表的农业机械化普及率。农业机械 化的实旎与农户数目m 的减少和农户耕作平均面积的增加是同步的。 ( 二) 模型选取 ( 1 ) 对日本农业剩余劳动力转移量进行分析，所采用的回归模型为： = d te r a t e , + f ，口嵋+ 钙m r a t e ，+ q ( 2 ) 对日本农业剩余劳动力转移率速率进行分析，所采用的模型为： 1 。g v = 。l 。g ( 兰! ! ! 老；i i i 堡组) + ，屯l o g ( 曼兰! ! ! ；i ；i 监) 十鸬l o g ( ! ! 兰! ：i ：； ；曼组) + c ： ( 3 ) 对日本农业剩余劳动力转移中三个因素所起的贡献进行分析，所采用 的模型为： 只= r 1 ( 1 0 9 a d ，) + d 互+ 专( a d i 分别取分别为e r a t e i ，i r a t e , ，m r a t e ，) ( 三) 数据分析 1 各个解释变量间共线性分析 共线性意味着某个( 或某些) 解释变量可以写成其它解释变量的线性组合， 会造成参数估计的不稳定、估计量的方差增大、模型设定误差和t 检验失效、参 数估计量经济含义不合理和变量显著性检验失去意义等后果，因此，应及早发现， 剔除某些变量，来确保解释变量之间不存在线性相关。这里采用简单相关系数矩 阵的方法来测定解释变量两两之间是否存在线性相关。 e r a t ei r a n !m r a t e e r a t e l - o 0 1 8 3 1 0i o 0 0 1 3 1 6 i r a t e0 0 1 8 3 l o10 0 0 4 0 4 5 m r a t e ，0 。0 0 1 3 1 6 - 0 0 0 4 0 4 5 l 以上结果，解释变量之间的相关系数非常小，其共线性的程度相当低，可以近似 认为三个解释变量之间不存在线性相关，即非共线性。 2 各个时间序列协整分析 一个时间序列如果有稳定的期望值和方差，那么就称为稳定的时间序列。 但是一般的时间序列都并非是稳定的，如果一个时间序列的均值或自协方差 函数随时间而改变，那么该序列就是非平稳的。对于非平稳的数据，采用传 统的估计方法，可能会导致错误的推断，即伪回归。在实际中，多数经济时 间序列都是非平稳的，然而某些非平稳的经济时间序列的某种时间序列却有 可能是平稳的。若非平稳序列经过一阶差分变为平稳序列，那么该序列就为 一阶单整序列。对一组非平稳但具有同阶的序列而言，看起来这些经济变量 之间似乎不会存在任何均衡关系，若它们的线性组合为平稳序列，则称该组 合序列具有协整关系。协熬是理解经济变最存在长期均衡关系的基础。协整 关系表达的就是两个线性增长量的稳定的动态均衡关系，更是多个线性增长 的经济量相互影响及自身演化的动态均衡关系。 在这里，我们使用a d f ( a u g m e n t e dd i c k e y f u l l e r ) 检验进行时间序列的单 位根检验。对每个时间序列，我们采用如下检验方程： 弩。= p + p t 七y y i _ + 专i y 1 4 + 芎2 姆2 + 。+ 专p 屯姆卜p 轧七l 其中= 儿一m _ l ，为随机误差项，u 为截距项，t 为时间趋势项，当统计检 验不显著时，把截距项和时间趋势项从方程中剔除重新进行回归。滞后项的选择 使得残差非自相关。为进一步验证时间序列是否是i ( 2 ) 过程，我们进行同样形 式的回归。检验结果见： 表1 一阶非平稳a d f 检验 ( t r e n d ， a d f t e s t i n t e r c e p t ) s t a t i s t i c c r i t i c a lv a l u et - s t a f f s t i cp r o b 1 - 4 2 6 0 5 c h a n g e r a t e ( ，f )。4 5 2 8 5 5 4 5 3 5 5 1 44 5 2 8 5 5 40 0 0 0 1 1 0 - 3 2 0 8 1 l ，4 2 7 1 2 0 0 0 0 8 e r a t e( r ，f ) 3 7 5 3 3 3 5 ”5 3 5 5 6 2 3 7 5 3 3 3 5 1 0 3 2 1 0 9 1 一4 2 6 0 5 0 0 0 0 7 i r a t e ( r ，f ) - 3 7 7 6 4 1 3 * *5 3 5 5 1 4 3 7 7 6 4 1 3 1 0 3 2 0 8 1 l - 3 8 0 6 7 0 0 1 8 3 m r a t e( 0 ，f ) - 2 6 0 9 1 9 55 3 0 1 9 9- 2 ，6 0 9 1 9 5 1 0 一2 6 5 0 2 1 - 4 5 3 4 8 0 ：0 0 0 2 m r a t e 7 ( r ，0 - 4 9 7 0 4 8 3 * * *5 一3 。6 7 4 64 9 7 0 4 8 3 l o 3 2 7 6 2 说明：隋形( t r e n d ，i n t e r c e p t ) 分另l j 表示在a d f 检验中是否含有常数项、时间趋势项，+ 、“、 + 分别代表在1 0 、5 、l 的显著性水平上拒绝原假设，临界值由m a c k i n n o n 规则计算a r o t a t e 是在二阶非平稳a d f 检验下的结果。 检验结果表明各时间序列都是一阶单整过程，我们可以用它们做长期协整分 析。本文采用多变量j o h n s e n 协整检验对日本农业剩余劳动力转移率 c h a n g e r a t e 、日本经济增长率i r a t e 、日本农业部门收入占非农业部f - 1 比例 i r a t e 、日本农业机械化普及率m r a t e 进行协整检验，结果如下： 2 4 表2d o h a n s e n 协整检验 样本区间：】9 5 5 9 9 0 所观测次数：3 4 协整检验假设：数据中有线性确定趋势 序列：c h a n g e r a t ee r a t ei r a t em r a t e 迹统计量似然比5 j t 自界值 i 幅界值 假定c e ( s ) 的个数 0 5 0 4 2 914 9 3 5 7 5 64 7 2 1 5 4 4 6无 o 3 8 1 9 4 82 5 4 9 7 5 3 2 9 6 83 5 6 5 最多1 个 o 1 9 0 4 6 39 1 3 7 3 0 21 5 4 12 0 0 4 最多2 个 0 0 5 5 8 3 21 _ 9 5 3 3 4 63 7 66 6 5 最多3 个 ( + ) 表示在s ( 1 ) 显著性水平上拒绝假设 l r 检验表明在5 显著性水平上存在一个协整方程未规范化的协整系数： c h a n g e r a t ee r a t em a t em r a t e 0 0 9 4 6 8 60 0 6 3 8 6 80 0 0 7 7 2 90 0 3 9 8 5 1 0 0 4 6 8 5 30 0 3 1 3 9 2 0 0 1 3 3 6 80 0 3 8 4 8 4 0 0 7 4 4 6 6- 0 0 1 8 3 7 70 0 3 6 2 9 50 0 2 6 2 7 2 0 0 2 0 7 9 90 0 2 9 0 5 20 0 2 9 7 5 90 0 2 5 8 9 7 规范化的协整系数：1 个协整方程 c h a n g e r a t ee r a t ei r a t em r a t e c 1 0 0 0 0 0 00 6 7 4 5 2 00 0 8 1 6 3 20 4 2 0 8 7 6 8 4 2 4 2 2 ( 0 1 4 8 5 0 ) ( o 0 9 6 3 0 ) ( 0 1 5 0 2 5 ) 对数似然值 3 0 4 6 2 2 2 检验结果表明在5 的显著水平上日本劳动力转移率c h a n g e r a t e 、日本经济 增长率e r a t e 、日本农业部门收入占非农业部门比例i r a t e 、日本农业机械化普 及率t a r a t e 之间存在一个标准化的协整关系为： c h a n g e r a t e ；一1 8 4 2 4 2 2 + 0 6 7 4 5 2 0e l a t e + 0 0 8 1 6 3 2i r a t e + o , 4 2 0 8 7 6m r a t e 协整检验结果显示：日本农业剩余劳动力转移率的机械化普及率弹性为 0 4 2 0 8 7 6 ，而对日本农业部门收入占非农业部门比例的弹性为0 0 8 1 6 3 2 ，说明机 械化普及率变动对新加坡贸易收支的影响较小。相反，日本机械化普及率和日本 2 5 经济增长率对日本农业剩余劳动力转移率却有较大的影响。日本经济增长率每增 加1 ，日本农业剩余劳动力转移率增加o 6 7 4 5 2 0 ，而日本农业机械化普及率 每增加1 ，日本农业剩余劳动力转移率增加0 4 2 0 8 7 6 。 ( 四) 回归分析结果 1 农业剩余劳动力转移量回归结果 t = 4 0 7 6 5 7 9 e r a t e i + 0 7 6 1 7 9 7 i r a t e i + 1 4 5 6 2 5 3 m r a t e , + 2 1 0 3 8 8 9 p r o b ( o 0 0 0 1 ) ( 0 2 5 5 8 )( o 0 7 3 2 )( 0 2 8 2 2 ) t - s t a t i s t i c ( 4 7 1 8 1 0 8 )- ( 1 1 5 7 1 4 1 )( 1 8 5 2 7 9 7 )( 1 0 9 3 7 7 2 ) 即表明经济增长率增加1 个百分点，当期农业剩余劳动力转移量可以增加4 0 7 千人，城乡收入差距缩小1 个百分点，当期农业剩余劳动力转移量可以增加0 7 6 千人，机械化普及率提高1 个百分点，当期农业剩余劳动力转移量可以增加1 4 5 千人。 2 农业剩余劳动力转移率速率回归结果 关于转移量的回归分析得出如下结果： l o g v i 卸2 8 1 5 7 9 l o g ( 竺鳖堕) + 2 0 9 0 1 8 3 l o g ( 塑生塑兰纽) e r a t e ,i r a t e p r o b ( o 0 0 2 2 )( 0 6 7 2 0 ) t - s t a t i s t i c ( 3 3 2 9 0 3 3 )( 0 4 2 7 2 9 2 ) + 0 0 0 4 1 2 11 0 9 ( m r a t e t - m r a t e i + i ) + 7 4 4 6 0 7 8 删叼哆 p r o b ( o 518 3 ) ( o 9 7 2 9 ) t - s t a t i s t i c ( o 6 5 3 2 1 5 )6 0 0 3 4 2 7 9 ) 即表明经济增长率每力速变化增加1 个百分点，会导致农业剩余劳动力转移速率 增加o 2 8 个百分点；农业部门收入占非农业部门每加速变化增加1 个百分点， 会导致农业剩余劳动力转移速率减慢2 0 9 0 个百分点；机械化普及率每加速变化 增加1 个百分点，会导致农业剩余劳动力转移速率增加0 0 0 4 个百分点。但以上 p 值过高，在统计上不显著，因此非常有必要调整数据，下面我们将分析集中在 日本农业剩余劳动力转移的集中期( 1 9 6 1 1 9 7 5 ) 上。 3 转移集中期( 1 9 6 1 1 9 7 5 ) 数据局部分析 由于该期间是日本农业剩余劳动力转移的集中期，也是机械化从开始到普及 的时期，所以很有必要对此阶段的数据重复进行上述分析。 ( 1 ) 农业剩余劳动力转移量回归结果 t 5 3 2 7 2 2 9 2 e r a l e i + 1 2 6 5 2 8 1 i r a t e f + 1 3 5 8 3 9 5 m r a t e , + 3 4 7 3 7 5 9 p r o b ( 0 0 4 5 0 )( 0 0 2 4 1 5 )( o 0 5 1 5 9 )( o 0 3 8 7 ) t - s t a t i s t i c ( 1 9 8 7 1 0 8 )( - 1 2 4 5 0 3 3 )( 0 6 7 3 5 6 3 )( 2 3 7 8 9 6 6 ) 即表明经济增长率增加1 个百分点，当期转移量可以增加3 2 7 千人，城乡 收入差距缩小1 个百分点，当期转移量可以增加11 2 6 千人，机械化普及率提高1 个百分点，当期转移量可以增加1 3 5 千人。 ( 2 ) 农业剩余劳动力转移率速率回归结果 l o gv j = o 8 7 0 5 5 6l o g ( 三! ! 丝l = ! ! ! ! ! 咀) + o 4 6 9 1 2 51 0 9 ( 竺兰! 毫二：竺! 堕墨生) e r a l e w a g e p r o b ( o 0 0 5 6 ) ( 0 0 2 1 2 ) t - s t a t i s t i c ( 3 5 1 3 4 8 3 )( 一1 3 3 1 9 4 3 ) + n 1 8 7 4 2 4 1 0 9 ( - m r a t e i - m r a t e ，+ 1 ) + 3 0 3 8 5 9 3 m r a t e , p r o b ( o 0 3 3 2 )( 0 0 0 11 ) t - s t a t i s t i c ( 1 0 1 7 4 6 0 ) ( 4 5 1 6 1 2 6 ) 即表明经济增长率每加速变化增加1 个百分点，会导致转移速率增加 o 8 7 0 5 5 6 个百分点：农业部门收入占非农业部门每加速变化增加1 个百分点，会 导致转移速率减慢o 4 6 9 1 2 5 个百分点；机械化普及率每加速变化增加1 个百分 点，会导致转移速率增加0 1 8 7 4 2 4 个百分点。 ( 3 ) 集中期各个因素的贡献大小分析 表3 各个因素对转移决策贡献大小 吼p r o b ， e r a t e0 1 1 3 8 6 9o 5 1 8 3 5 6 0 0 0 0 1 j r a t e0 0 0 7 3 2 50 3 6 7 5 7 70 0 0 1 6 m r a t e 0 0 2 7 2 8 9 0 7 8 7 7 8 5 0 0 1 0 8 由上表可知，经济增长率在农业剩余劳动力转移决策中的贡献最大，达到 1 l ，而收入差距最小，只有0 7 ，这即表明收入差距对劳动力转移速度的影响 不显著的，在现实也能找到其原因。在于转移后期，农村平均收入高于城市部门 平均收入，在收入存在逆差的情况，根据统计从1 9 5 5 年到1 9 7 0 年，日本城市和 之间农村人均收入的差距从的1 7 千日元提高到2 2 千日元，提高幅度不是很明显， 相反地，从1 9 7 2 年以后，农村人均收入开始反超城市人均收入水平，到了1 9 7 5 年，农村人均收入水平比城市人均收入水平高1 0 7 千日元，与此同时，劳动力的 转移方向主要由农村向城市转移。农村机械化因素在转移决策过程中作用相对比 较大，占到2 7 ，这表明机械化的实施一方面解放了劳动力，产生大量农业剩 余劳动力并迫使他们离开土地，另一方面提高了劳动生产率，能够提供足量剩余 劳动产品，有效地支持农业剩余劳动力转移，由于机械化从开始普及到完成所需 的时间短，因而其作用也有限。 四、结论及政策含义 本文就1 5 t 本农业剩余劳动力转移率与日本经济增长率、日本农业部门收入占 非农业部门比例、日本农业机械化普及率和日本农业机械化普及率等时间数列进 行了线性检验和a d f 检验。通过误差修正模型，我们可以发现，日本农业剩余 劳动力转移率、日本经济增长率、日本农业部门收入占非农业部门比例、日本农 业机械化普及率和日本农业机械化普及率的时间序列都具有单位根，因此可知， 日本农业剩余劳动力转移率、日本经济增长率、日本农业部门收入占非农业部门 比例、日本农业机械化普及率和日本农业机械化普及率之间都具有协整关系。然 后基础a d f 检验之上j o h n s e n 检验表明，日本农