进展中大国农村剩余劳动力转移动因

1、进展中大国农村剩余劳动力转移动因一、引言无论在发达国家的发展史上，还是在当今发展中国家的发展过程中，农村劳动力转移都是农业转型和经济增长中最普遍的现象之一,也是工业化和现代化的必然结果和趋势。特别是发展中大国，成功的农村劳动力转移可以带来经济的快速发展和社会的繁荣稳定，而不当的农村劳动力转移不仅会制约经济发展，还会导致一系列社会问题。2004年以来，连续多个中央“一号文件”的出台标志着中国政府对“三农”问题的高度重视，而作为解决“三农”问题重要途径的农村劳动力转移，无疑具有极其的重要性和紧迫性。农村劳动力转移的动因一直是经济学研究的一个重点，其中，发展经济学的研究具有代表性。Lcwis-Rai

2、iis-Fci模型将发展中国家经济分为城市工业和农村农业两个部门，且城市工业部门的劳动生产率远高于农村农业部门，城乡实际收入差距导致农村劳动力向城市转移，直至两个部门劳动生产率相等（Lewis,1954；RanisandFei,1961；RanisandFei,1964）。而Todaro模型则考虑了城市失业问题,认为城乡期望收入差距而非城乡实际收入差距是决定农村劳动力转移的根本动因，并分析了多种劳动力市场政策对于解决城市失业问题的经济效果CTodar。，1969；HarrisandTodaro；1970）。KelleyandWilliamson。984）利用40个发展中国家的数据建立了一个动态

3、可计算一般均衡模型,并用以评价各种因素对于第三世界城市增长的影响。Becker,MillsandWilliamson。992）则利用印度1960年之后的经验数据建立了一个动态可计算一般均衡模型，分析了印度城市化趋势及其与经济增长之间的关系。然而，这两个一般均衡模型的起始点仍然是外生给定的城乡生产率差距。可见，上述二元经济模型都不能推导出城市工业部门的劳动生产率高于农村农业部门，农村劳动力转移只是外生力量作用的结果(Henderson,2005)。Krugm皿(1991)的“中心一外围”模型阐明了规模经济与运输成本之间的相互作用内生决定制造业和工人向城市集聚的作用机制，较好地解决了传统二元经济模

4、型的上述不足。但是，Krugman模型假定农民不可跨区域流动，且不能转变为工人，这接近于发达国家的现实却不符合发展中国家的实际，因而也就无法直接应用于对发展中国家农村剩余劳动力转移的研究。朱希伟(2004)认识到：对于发展中国家，尤其是像中国这样的转型国家而言，Krugman模型关于区域之间产品运输存在成本、而劳动力迁移不存在成本等假设不合理。其一，由于户籍制度及依附于户籍制度之上的各种福利政策的存在，劳动力迁移成本要远高于产品运输成本；其二，劳动力迁移主要是从农村农业部门向城市工业部门的跨部门迁移。他通过引入部门间劳动力迁移成本和地区间技术差异，建立了一个农村劳动力转移模型，并得出了新兴制造

5、业可以在外围地区形成，从而缩小地区间差距的结论。何雄浪、李国平(2007)扩展了贸易成本的范围，认为贸易成本不仅包括产品运输成本，而且包括要素流动成本，并通过引入前后向产业联系发展了可解的农村劳动力转移模型。然而，包括上述模型在内的大多数新经济地理模型都假定农业总产出与农业劳动力投入成正比，且农村中不存在失业。事实上，在多数发展中国家都存在大量农村剩余劳动力，中国尤为如此。可见，上述新经济地理模型关于农业部门的假设显然与发展中国家的事实不符。同时，它们也未考虑城市失业问题，且其结论不具有发展经济学家所感兴趣的政策含义。在国内，高国力(1995)把托达罗(Todaro)城乡期矍收入差距具体化为区

6、域经济收入差距，认为经济区域发展的不平衡是农村劳动力转移的重要因素之一。朱农(2002)基于湖北省问卷调查数据，使用Probil模型证实了城乡收入差距对于劳动力迁移的正向作用。王格玮(2004)利用中国第五次全国人口普查数据进行的经验分析表明，地区间人均收入差距对劳动力迁移有显誉影响。程名望等(2006)运用动态宏观经济学递归方法和推拉理论建立的模型的推演表明，城镇拉力是农村劳动力转移的根本动因，并用经验数据验证了该结论。程名望、史清华(2007)基于岭回归模型的实证分析表明：1978年以来中国总体经济增长对农村劳动力转移有较大的促进作用，而城市服务业则是中国农村劳动力转移的主要去向。而刘志忠

7、等(2007)运用1996-2004年省级面板数据的实证分析表明，民营非农部门的出口贸易是促进农业剩余劳动力转移的重要因素。此外，蔡昉(2001)认为，传统的发展战略及户籍制度限制了农村劳动力转移,改革开放虽放松了对劳动力转移的控制，但在制度障碍依然存在的情况下，预期收入和人力资本禀赋都无法充分解释劳动力转移。李晓春、马铁群(2004)考虑到中国的户籍政策，修正了传统的Harris-Todaro模型，并对各项政策的经济效果进行了分析。李勋来、季国平(2005)从农村劳动力“转移能力”的视角构建计量模型的分析表明，制度因素是阻碍农村劳动力转移的主要因素之一。李陈华、柳思维(2(X)6)通过建立一

8、个简化的Harris-Todaro模型，分析了各种城市政策对农村劳动力转移的影响。由上可见，传统二元经济模型不能内生决定城乡收入差距，从而无法进一步解释发展中国家农村劳动力转移的动因；新经济地理模型尽管能内生说明劳动力向城市的集聚，但忽视了城市失业和农村剩余劳动力，且其结论缺乏政策含义;而国内相关研究虽对国情有所侧重，但城乡收入差距同样也不是内生决定的，因而无法深刻揭示发展中国家农村劳动力转移的动因。本文以新经济地理模型中具体的生产函数和效用函数替代Harris-Todaro模型中抽象的生产函数和效用函数,将Harris-Todaro模型与新经济地理模型结合，同时赋予农村剩余劳动力假设,并考虑

9、中国特有的户籍制度所导致的劳动力迁移成本，建立一个内生的农村劳动力转移模型，以更深入地解释中国农村劳动力转移的动因与机理，进而利用中国的历史数据对该模型进行计量检验，并提出政策启示。本文结构安排如下：第二部分是理论模型，第三部分为经验分析，最后是结论及政策启示。二、理论模型（一）模型假设假设经济体存在两个区域：区域1（城市）和区域2（农村），其人口总量为L且每人拥有单位同质劳动力。初始时，城市是非农产业区，采用规模报酬递增技术生产非农产品，其人口在人口总量中所占比例为h（即城市化水平，0VHV1）。假定城市就业率为巳，则城市就业人数为：U=Lhc(!)城市失业人数为Lh(l-e)。农村是农业区

10、,农民在人口总贵中所占比例为(14).则农民数量为Ml-h)。假定以单位农产品价值作为计价标准，即农产品价格为I,同时，假定非农产品和农产品在区域间贸易不存在成本(参见朱希伟,2004)，故城市和农村的生活费用指数相同。(二)初祐均衡I.消费者均衡。为简化分析,假定消费者具有相同的偏好，代表性消费者效用函数为：u=c：c?。其中，C.为非农产品消费盘综合指数(非农产拈为若干具有不变替代弹性的差异化产品)为农产品消费(农产品为单一同质产品),g为非农产品消费在消费支出中所占份额似为外生变址且0<g<l),(1-g)为农产品在<y-l广1消费支出中所占份额。而非农产品消费证综合指

11、数定义为:C一为&。，其中,n为非农产品种iaI类数为非农产品之间的替代弹性为第i种非农产品的消费量。设表性城市工人消费均衡。假定就业城市工人工资为W”失业城市工人工资为0,且城市雇主在求职者中随机挑选雇员。因此.工人在城市找到工作的概率等于城市整体的就业率，故城市工人(包括就业城市工人和失业城市工人)的期望收入为eWg同时假定消册者将期望收入作为预算约束以实现效用最大化,那么,代表性城市工人效用最大化问题可以表述为：MaxU二C：iC；.8.l.ERG+Gi=eWQ其中.。一1。一1Cz=，为代表性城市工人的非农产品消费量综合指数;a为代表性城市工人的农产品i»I消曲记为第

12、i种非农产品的价格:G为代表性城市工人对第i种非农产品的需求,求解该效用最大化问题,通过拉格朗日定理推导可得：Q=(l-g>W；-argeWjP；C-，】=l”2,(3)_1-<T,IP(3)式中,Pf2P：«,为非农产品价格指数。IaI代表性农民消费均衡,假定农村农民收入为Wp,且农村不存在(显性)失业,故代表性农民的期望收(Tn.I人为Wp,其效用展大化问题可以表述为:MaxU=C：C，b.lNPG+J7%其中，Vc,为代表性农民的非农产*消阴量综合指数;(%为代表性农民的农产品消费,q为代表性农民对第i种非农产品的需求。同理,求解该效用最大化问迪,可得：C.二(lF

13、)W,(4)y阳二一,i=l,2.n(5)p.B2,生产者均衡。非农产品厂商生产均氤本文在D-S(DixitandStiglitz,1977)垄断竞争分析框架下讨论。假定非农产品生产只使用一种生产要素,即为动力，目假定企业具有相同的规模报酬递增生产技术，代表性企业的生产函数为：L=T(a+bXJ,i=l,2,n式中，L为代表性企业生产所使用的劳动尿.X,为代表性企业的产出.T为技术水平。0),a和b分别表示固定劳动力投入和边际劳动力投入。假定城市产业不存在范用经济，由于具有规模报酬递增生产技术，故每一种产品只由一个企业生产，旦每一个企业也只生产一种产品，企业数等于产品种类数，生产企业具有一定的

14、垄断力6L由式可知，代表性企业的利润函数为：gPX-WTHa+bXJ(7)再由式和(5)式可以看出,若产品种类数足缈多，则代表性城市工人与代表性农民对第i种非农产品的需求价格弹性皆为生产企业的产品敬优定价为：机422,n(r-1由于企业可以自由进出.故最终企业利润为零。将式:代入式并令其等于零.得到代表性企业的产置为:x尸哗n(9)b再将式代入(6)式,得到代表性企业所使用的劳动般为：lTaa(10)农产品厂商生产均衡。考虑到中国人多地少的客观卡实，假定在农业中.土地资源是固定且稀缺的,而劳动力资源非常丰富c因此，农业总产量只随农业技术水平的变化而变化,与劳动力投入无关,即农村存在大盘的剩余劳

15、动力,农村劳动力转移对农业总产量没有影响，且农民收入根据农业的平均产量来支付，故代表性农民的收入为：(II)wXp.X-LU-h)(i1)式中L为农业生产中使用的劳动，(农民数址)。3.市场均置.根据非农产业劳动力市场均衡条件,由式和(10)式可得：1加=nTas故产品种类数(即企业数俄)为:仁?1'o再根据农业劳动力市场均衡条件,由式、(4)式和)式可知:LheW，a-g)+L(l-h)luaWp(l-加L(l-h)Wp。所以,城市工人的期望收入为:(12)(12)式中:。3)k为偏离系数.它反映了居民的消费结构相对于资源察赋结构的偏离程度。容易证明,此时非农产品际农产品市场也实现了

16、均衡c(三)农村剩余劳动力杼移与稳定均衡1 ,农村剩余劳动力转移。为下文表述方便,本文称进城务工农民为农民工。假定除承担城市工人所存在的失业风险外，农民工进城还需承担迁移成本。此处，迁移成本主要包括户籍制度及依附于户籍制度的各种福利政策(例如养老、医疗、住房和教育等政策)所导致的成本。农村劳动力转移假定采用Samuelson(1954)的“冰山”形式,迁移成本系数为仪t31),即从农村迁移出的t单位劳动力中只有1单位能到达城忧其余的(t-1坤位劳动力在迂移过程中损耗掠了。因此，户籍制度控制越宽松，则迁移成本系数t越小,反之，则反是。同时.由(12)式可得农民工的期望收入为：更匚=£也

17、。TT按照Hmris-Todaro模型的核心思想,农村劳动力根据城乡期望收入差距来决定是否向城市迁移“初始时,如果k>T,那么，农民工的期望收入(二口阳大于农民的期望收入(WJ,所以，农民向城市迁移;如果TkWT,则农民工的期中收入将小于等于农民的期般收入，故农民不会迁移。而根据恩格尔定律,幽着经济社会的发展、人们生活水平的提高,居民消次结构中用于食品的支出比例将不断下降,即(l-g)不断下降，相应地,g将不断上升。于是，由(13)式可知:k也将不断上升。如果T值不是太大.k将大于T,使得农民工的期望收入大干农民的期望收入,从而导致农民向城市迁移。可见，不管初始时k值如何，随於经济社会的

18、发展,g假将不断上升,k值也将不断上升。只要T值不是太大,k将大于T.农民工的期望收入大于农民的期望收入，导致农民向城市迁移。且k值越大,则农村劳动力的城乡期望收入差距越大,农民向城市迁移的动机越强。因此非农产品消费比重6的提高是农村劳动力转移的根本动因。2 .稳定均衡。现假定向城市迁移的农民在总劳动力中所占比例为Ah,那么.迁移后农民数贵为：【,=UI-h-Ah)。根据(11)式,迁移后的农民收入为:迁移后工人(包括城市工人和农民工激L(l-h-Ah)盘为：I*LOi+Ah),城市劳动力供给为L(h+”)。同理,通过消费者效用最大化、生产者利润最大化以及非l/h+-X农产业劳动力市场均衡分析

19、，可以得到迁移后的产品种类数(即企业数量)"=O其中“为农lua民迁移后的城市就业率c因此，迁移后城市就业工人(包括就业城市工人和就业农民工敝&为:lL(h+Ahk。迁移后城市失业工人(包括失业城市工人和失业农民心数%为:L=L(h+Ah)(l-。%若就业城市工人工资具有刚性.则农民工进城不会导致就业城市工人工资下降,故就业城市工人工资不变。同样，通过消费者效用鼠大化、生产者利涧最大化以及农业劳动力市场均衡分析，可以得到迁移后城市工人的期望收入为：XW尸虱l-h-A，¥匕农民工的期望收入为：eW|=二h二鬻上。当迁移后农民工的期望收入与农民T(l-g)(h+-)t的

20、期里收入相等时，即：(l-g)(h+-)rAli=g-h(T-l)(l-g)-h(14)农民不再迁移，从而实现了稔定均衡八(14)式对g求号，得：的=1+h(T-l),因为hX)、=l.故d">0.也就是说,农忖劳动力转移比例与35dg非农产品消费比重正相关，班着非农产品消费比亚的提W，农村劳动力转移将增加。这是因为由(13)式可知，偏阖系数k与非农产品消费比前g正相关0非农产品消费比重提高，则偏离系数k变大，农村劳动力的城乡期里收入差距增大,农民向城市迁移的动机增强，所以，农村劳动力转移增加。(14)式对h求导,得：呼L=YT-l)(l-g)-l,因为故要Y0,也就是说，农村

21、转移劳动力比dhdh例与城市化水平负相关，的料城市化水平的提岛,农村转移劳动力将减少。这是因为，由(13)式可知，偏离系数k与城市化水平h负相关°城市化水平越高,则偏离系数k越小,农村劳动力的城乡期望收入差距越小,农民向城市迁移的动机越弱，所以,农村转移劳动力比例越低(14)式对T求导,得：苧J-h(l-M),因为h>0出<1,故堂Y0,也就是说，农村转移劳动力比例与农(ITC1T村劳动力迁移成本负相关.随着农村劳动力迁移成本的下降.农村劳动力转移将增加。综上所述,可得出如下结论:非农产品消费比重的提高是农村劳动力转移的根本动因;城市化水平提高将减缓农村劳动力转移;而迁移

22、成本下降将促进农村劳动力转移。三、经器分析(一)模型设定、数据处理与单位根检验本文基于(14)式建立如下多变限VAR模型：p力=«+2Ay1K(15)i-I(15)式中,y产(LnTLJjih,Lng.Lniy.a为常数.A1,A?,.A»为参数矩阵.P为滞后阶数9cl为扰动向世。TL表示农村劳动力转移数量，本文采用陆学艺(2004)的计算方式，即城镇从业人数减去城镇职工人数取得进入城市就业的“农人工”人数，乡村从业人数减去农业就业人数取得农村中非农劳动力数量,二者之和就是农村劳动力转移总量。h为城市化水平，用城市人口占总人口的比重表示。g代表消费支出中非农产品所占比重，由

23、于非农产品消费叱重数据难以取得，同时本文理论模型假设经济为封锁经济且不存在储蓄，故本文用非农产业比重作为g的替代变量来近似衡量。上述变量数据来自1982-2009年中国统计年鉴和中国农村统计年鉴。】为制度变迁指数，它反映了农村劳动力的迁移成本。本文在借鉴李勋来、李国平(2005),陈宗胜等(1999),樊纲、王小鲁(2004),金玉国(2001)对中国制度变迁和市场化进程测度方法的基础上，设定以下四个变量测度影响中国劳动力市场发育的制度变迁过程。一是非国有部门就业比重(FGJR)。即非国有部门就业人数占城镇总就业人数的比例。由于非国有部门是农村转移劳动力就业的主要场所，因此，非国有部门就业比重

24、的高低可以反映经济成分的变化对农村转移劳动力的影响。二是市场化分配资源的比重(SCFR)。劳动力是一种重要的生产资源，市场化制度变迁表现为市场分配劳动力资源的比重越来越大。国际经验也表明，市场化程度较高的国家，政府分配资源的程度一般来说比较低。本文采用GDP中由市场分配的比重近似地反映资源分配方面的市场化程度。其测算公式为：(GDP-国家财政收入)/GDP,其中，国家财政收入不包括债务收入。三是市场化投资率(SCHTZR)。它是全社会固定资产投资中“利用外资”、“自筹投资”、“其他投资”三项指标的比重之和，因为这三项投资的规模基本是由市场决定、投资者自主决策的，其比重大小大致可以反映投资领域的

25、市场化程度。四是对外开放程度(DWKF)。本文使用出口依赖度来表示，为出口额与GDP的比值。以上四个变量数据来自1982-2009年的中国统计年鉴。对其进行主成分分析，得第一主成分：F1=DWKF+SCHTZR+SCFR+FGJR,其方差占总方差的比例为；第二主成分：P2=DWKF+SCHTZR+FGJR,其方差占总方差的比例为。这说明，第一、第二主成分总共代表了原来四个变量的信息。再以各自的贡献率为权重求和得综合主成分：F=XF1/+XF2/=D3KF+1SCHTZR+SCFR+FGJR为保持量纲的统一(即】为百分数，且各项权重之和等于1),将F再加权得制度变迁指数：=F/+=OWKF+SC

26、HTZR+SCFR+FGJR模型各变量的描述性统计见表lo为避免时间序列变量的不平稳性而产生伪回归，本文采用ADF检验法对各变量做单位根检验，经多次尝试，选定合适的检验形式和滞后阶数后，得检验结杲如表2所示。»1模型变量的描述性统计变缸均值锻大值最小值方差UiTL9.5479410.471948.009030.74800l.nh3.419043.821713.003530.24856Log4.367034.487224A98370.09343UI4.067524.254163.817230.13751衰2ADF单位根检验结果安好检戏形式(c3k)ADF统计帆5%修界值结论IjiTL(

27、c.n.O)-2.698374-2.971853非平稳ALnTL(c,n,O)-4.695197-2.971853平检Lih(c,n,1)-0.805706-2.971R53非平稳ALnh(c,n,O)-3.J43825-2.971853平除l.ng(c,1.0)-2.723786-3.580623非平稳ALig(c.n.O)-4.058216-2.971853平除IjiI(e,n,0)-2.()97730-2.976263非平稳LI(n.n.O)-2.508418-1.954414平松说明检启砂式,中c、t、k分别泰示任单位机检吩方程中的弥敦依、时闾空势行和净后阶数.n戒示不包括。成t：摩后

28、阶敦k米于A1C和SC最小准则选取;A及示履分算r.表3Johansen协整检验结果假设的协俵关系个数特征值最大特征值统计最5%临界值P值没有0.829744.249627.58430.0002最多1个0.676128.183321.13160.0043收多2个0384612.138514.26460.1055乩*3个0.335810.22813.84150.0014由表2能够看到，LiiTL.Lnh、Ln$Li。在5%的显著性水平下都是非平稳的，而其一阶差分ALnTL、ALnh.ALng.ALn在5%的显著性水平下都是平稳的，即农村劳动力转移数量、城市化水平、非农产品消费比重、制度变迁指数的

29、对数时刻序列在5%的显著性水平下均为一阶单整进程，因此能够对其进行协、整分析。(二)协整分析、误差修正模型及格兰杰因果检睑基于VAR模型残差的无自相关性和正态分布检验，VAR模型的最优滞后阶数为3,由此，可确定Johansen协整检验的滞后阶数为2。Johansen协整检验结杲见表3。由表3可以看出，LnTL、Lnh、Lng、Lnl变量之间存在两个协整关系，其中第一个协整关系式为：LnTI=-1.033375Lnh+2.5374381mg+4.704726Lnl17.11056+EC(16)(6.54033)(-2.16946)(-6.93504)从上述协整方程下括号中的数字(为各变量的i统计

30、量)能够看出，所有变量都通过了5%水平的显著性查验。由此能够得出，从长期来看，农村劳动力转移数量与城市化水平、非农产品消费比重、制度变迁指数三个变量之间存在稳固关系，且与理论模型的预期结果相一致。具体来讲，在长期中，城市化水平每提高1%,将使农村劳动力转移数量减少；而非农产品消费比重每增加1%,将使农村劳动力转移数量增加%；制度变迁指数每提高1%,将使农村劳动力转移数量增加。基于协螯方程，可估计出误差修正模型:ALnTI-0.862EC(-1)+0.108ALnTL(-1)-0.132ALnTL(-2)+2.771Lnh(-1)+1.521ALnh(-2)+0.003AI4I虱-2)+1.23

31、4AI与或-2)-2,58AI川(-l)+1.865ALnI(-2)-O.O43+ei(17)(17)式中,EC(-1)为误差修正项。将(17)式中的系数依次记为力,其中,i=l,2,，10,则基于误差修正模型的格兰杰闪果关系检验结果如友4所示°表4基于误差修正模型的格兰杰因果关系检鞋结果序号原假设F值pfflX2p值结论14v=4>?=o1.60810.23293.21620.2003接受24>j=(t=4h=o18.5984o.oooo55.79510.0000拒绝3中4=4)产o7.35060.006014.70130.0006拒绝4小尸弧=曲=013.20020.

32、000239.60070.0000拒绝54>>=4>>=05.06400.020910.12790.0063拒绝64>i=4)r=4>r=O22.67950.000068.03850.0000拒绝注：上述余般衣合约束检的采用Wald检验。从表4可看出，原假设1被同意，说明非农产品消费比重不是农村劳动力转移的短时刻因，但原假设2被拒绝，说明非农产品消费比重是农村劳动力转移的长期因，这从必然程度上验证了非农产品消费比重的提高是农村劳动力转移的根本动因这一大体结论；原假设3、4、五、6都被拒绝，则说明城市化水平、制度变迁指数也同时为农村劳动力转移的短时刻因和长期因

33、。（三）脉冲响应函数与方差分解协整检验分析了变量间存在的长期稳定关系,而脉冲响应函数和方差分解则能进一步反映变量间相互冲击所产生的动态响应特征以及每一冲击的贡献度。脉冲响应函数刻画的是在误差项加入一个标准差大小的冲击对内生变量的当前值和未来值所带来的影响。本文通过Cholcsky分解使误差项正交，从而建立农村劳动力转移及其影响因素的脉冲响应函数模型，并得到农村劳动力转移数量对各影响因素的脉冲响应曲线和脉冲累积响应曲线（如图1至图5所示）。图1农村劳动力转移敷对其自身的脉冲晌应0.01210.0080.004-0.000-0.004-0.00&-0.012-12345678910H12图

34、2农村劳动力转移敷对城市化水平的脉冲响应0.030-0.0250.020-0.015-0.0100.005-0.000-23456,891011129B4农村劳动力转移效对制度变迁指效的脉冲哨皮图5农村劳动力转移数对各变量的脉冲JR积响应从图1图4能够看出，农村劳动力转移数量对其自身一个标准差冲击的响应在第1期就达到最大值，随后迅速下降至接近零的水平,接着开始起伏波动,并逐渐趋于零，大体表现为正效应；农村劳动力转移数量对城市化水平一个标准差的冲击在第1期没有响应，在第2期产生了一个较小的正效应，随后效应波动下降，并于第11期达到最小值，以后上升并逐渐趋于零，除少数几期为正效应外，绝大部份时期皆

35、为负效应；农村劳动力转移数量对非农产品消费比重一个标准差的冲击在第1期也没有响应，以后效应迅速上升并于第3期达到最大值，而后波动下降，但效应始终为正并逐渐趋于零；农村劳动力转移数量对制度变迁指数一个标准差冲击的响应与非农产品消费比重的效应相似：在第1期没有响应，以后效应迅速上升并于第3期达到最大值，随后波动下降，但效应始终为正并逐渐趋于零。从图5可以看出，除农村劳动力转移数量对城市化水平的脉冲累积响应主要为负外，农村劳动力转移数量对其余三个变量的脉冲累积响应在所有响应期皆为正，表明城市化水平对农村劳动力转移的长期效应基本为负，而农村劳动力转移数量本身、非农产品消费比重和制度变迁指数对农村劳动力

36、转移数量的长期效应则全部为正;且农村劳动力转移数量对非农产品消费比重和制度变迁指数的脉冲累积响应都较强。此外，还可以看出，农村劳动力转移数量对城市化水平、非农产品消费比重和制度变迁指数的脉冲响应存在一定的滞后期。方差分解描述了每一冲击对内生变量变化的贡献度,说明了各随机扰动的相对重要性。本文基于Sims方差分解法，采用渐进解析法，得到农村劳动力转移数量的方差分解结果（见表5）。表5农村劳动力转移数的方爰分解(%)期敢标准-LnTLLnhLngLnl10.045836100.000000.00000000000000.00000020.05135680.072X32.97150810.79645

37、6.15921230.07565441.012201.86681639,4361617.6848340084(X)635.218591.57347046.0592217J487250.08626333.477321.66332548.26591165934560.09089132.067482.17643149.1338216.6222670.09571230.967622.72171950.6581815.6524880.09943230.45167327760051.0035()15.26722g0.10328030.498093.95814450.1172315,42654)00.10706R30.420314.63286448.9870215.95981110.11051530.129395.346381481489H16.37525120.1B10330.031325