农村剩余劳动力转移影响因素分12

1、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

2、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。

3、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；至U 1978年，比例只是发生了 轻微的下降，变

4、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注右，2000年这个比例低于 40%

5、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

6、，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 诺依曼一一摩根斯坦效用函数：片（1叩片2' 1 2）1?UM （Ii1）2?UA（Ii2）（“这里，U表示第i个农民的效用函数，Ii1表示作

7、全职移民所获得 的收入，n 1表示选择移民的概率；Ii2表示选择作全职农民所获得的 收入，n 2表示不选择移民的概率；假定 U是二次可微的，且对收入变量I是严格的凹函数，即有(2)'i22UiL|2.气2(3)不难发现，移民与不移民的选择是两个相互对立的事件，确定个事件另一事件也就随着确定，即有n计n 2=1，那么(1)式就可简化为：Ui(li1，'i2, 1)1?UM(Ii1) (11)?UA(Ii2)(4)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

8、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:I ii = 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 V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勺值。(5)式就可以写作：*Iii =W + T (r - c) - E - N(6)显然，在W N、r、c皆可看作一个

9、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二T。这时，Iii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 ii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：qf(T *)(7)其中 是一个正数，用以衡量劳动生产率。f(0)

10、0 ,f (0)。T作为一种生产要素，满足边际产量递减规律，即有：fO 00(8)T* 0 ，T*2T ,、Ts求偏导，有: d s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-TrI *时，带入q值，化简得f (T ) r，根据 值的大小，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Ii2的表达式:Ii2 f(T ) Td(r c) Ts(r c)S.tTd 0 0 Ts T(9)T 表示农民租入土

11、地数量；Ts表示农民租出土地数量。T 0满 dsd足上文的假设，即农民可以租入他想获得的任意数量的土地。f '(0)保证了 Ts必须小于T，也就是说地租r不会高到使农民完分别对TsI *f (T )I *f (T )(r c)(r c)全放弃耕种才是最优选择。(10)(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 不同，一个农户可以被归结为以下三种类型中的一种。I *租入：J仃）(12)I *2f 仃)r c(13)自给自足：r cf'(T*) r c t = t(14)(15)0 2那些拥有1的村

12、民选择租入土地，拥有 2的则选择租出土地, 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 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U.最大化，这取决于 八U 一i1 MU a的大小。理论上迁移概率 1是个连续的变量，其取值范围为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

13、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，1时，1Ui UM(IM)UM(W T*(r c) E N)(16)当 0，1*Ui UA(Ii2)UA( f(T ) Td(r c) Ts(r c)(17)农民通过比较u 与u 的大小来决定是否迁移。令A MV UA uM,当V 0时，农民选择不移民，农村劳动力转移将 不会发生；当V 0，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

14、考察以下偏导：V 1*'十 UA f(T ) Td(r c) Ts(r c)(Ts TUM (W T(r c) E N)(T(18)其中，Ts T |表示全职农民土地交易量，其值可以为正，也可s d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I，进一步i1 i2 U'?(Ts Td T 讦)地就有Ua Um。此时（18）就可以合并为: _V_(19)根据表达式（9）的限定条件，Ts T T 0.E表示地租rs dr对移民时风险贴水的影响。根据布拉特（Prat，1967）的研究，一旦0I的值对于递减风险规避、不变风险

15、规避、递增风险规避的人来说，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，因此我们认为一已0。进一步地，0，那么就有Ir0。通过以上分析，我们可以看出在移民与留守的r临界点上,有二丫 0。也就是说，地租r在边际上每增加一个单位,r会使得V<0,农民将倾向于选择移民；地租r在边际上每减少一个单位, 会有v>o,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

16、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1月1日起废止农业税条例，9亿农民依法不再缴纳农业税， 延续 2 6 0 0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3 3 6亿元的农业税赋，而且取消了 7 0 0多亿元的“三提五统” 和农村教育集

17、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）：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

18、X表示在农村工作的收入，纵轴 丫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IC'i的交点Ei.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Ei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