我国农业剩余劳动力流动驱动因素的计量分析

●韩永宝

我国农业剩余劳动力流动驱动因素的计量分析

●韩永宝

用计量经济学的研究方法分析了我国农业剩余劳动力流动的驱动因素，得出的基本结论是：劳动力流动率与城乡收入差距、城镇化程度之间存在长期均衡的协整关系，二者都是劳动力流动率变动的格兰杰原因，但城乡收入差距对劳动力流动率的影响是负向的。在劳动力流动率的未来预期波动中，城镇化程度是最主要的影响因素，且是正向的，城乡收入差距经历了波动性上升后呈现出持续缓慢的上升态势。因此，要提高劳动力流动率，就必须提高城镇化程度与水平，提高农村居民收入，推进农业转移人口市民化，提升其在城镇中的生活能力与水平。

劳动力流动率 城乡收入差距 城镇化程度

一、引言

改革开放以来，随着劳动力市场政策的不断调整与完善，农业转移人口大规模向城镇转移，一度出现“民工潮”。2012年农民工总量达到2.6261亿人①。农业剩余劳动力流动既为流入地经济社会发展做出了重要贡献，也增加了农村居民家庭收入，农村居民人均工资性收入占人均纯收入的比重由1990年的20.22%上升为2012年的43.53%②。近年来，民工潮、返乡潮、民工荒、收入差距持续扩大、人口红利等字眼萦绕在耳间，劳动力流动问题成为社会各界共同关注和热议的热点问题。党的十八大报告指出：“加快改革户籍制度，有序推进农业转移人口市民化。”这无疑给农业剩余劳动力向城镇流动提供了重要动力。

劳动力流动的驱动因素有很多，诸如城乡收入差距扩大、农业劳动产生产率提高、农村人均耕地面积减少、农业比较收益下降③、流动人口文化程度、城市就业机会与收入高位、城镇社会保障与基础设施水平高、劳动力流动政策放松等。目前，众多学者通过选取不同时期、不同节点、不同地区的数据，运用计量模型对劳动力流动的驱动因素及其关系进行了实证研究，得出的结论也存在很大差异。

劳动力流动与各驱动因素之间存在什么样的内在关系？能否用传统的发展经济学理论进行解释？本文将从计量经济学的视角对其内在作用机理进行研究。

本文的整体安排如下：第二部分对国内外文献进行回顾；第三部分通过选取我国1991—2012年间的劳动力流动、城乡收入等方面的数据运用Eviews6.0对劳动力流动的驱动因素进行实证研究；第四部分为本文的研究结论，并提出政策建议。

二、文献简要评述

中国的劳动力流动是在国家对劳动力市场政策逐渐放开给予流动更多自由的情况下实现的，劳动力的流动除受到收入差距的影响外，还受到地区经济发展水平、教育程度、年龄、工龄、性别、户籍制度等因素的影响。国外理论对我们的研究可以提供指导与借鉴，但需要结合我国国情。

可以看出，国内学者在研究劳动力流动的驱动因素时，存在两种倾向。一是研究劳动力流动与收入差距的关系时，有迷信国外理论模型的倾向，却忽视了对我国国情的思索。二是研究劳动力流动的驱动因素时，更多地考虑的是居民收入差距、地区经济发展水平。

另外，国内外学者在实证研究时由于采取不同的数据采集方法、统计口径和处理数据的方法，导致得出的研究结论存在较大差异。但这些研究却为后续的研究提供了有益的借鉴。

三、我国农业剩余劳动力流动影响因素的实证分析

（一）变量选取与数据来源

本分析中采用劳动力流动率（Y）作为被解释变量，用城乡收入差距（X1）、人均GDP（X2）、城镇化程度（X3）、第一产业劳动生产率（X4）、二三产业产值占GDP的比重（X5）、农民人均纯收入（X6）等6个变量作为解释变量。其中，Y用第二、三产业就业人口数比上总就业人口数来衡量（廖显浪，2012），X1用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比来表示，X3用城镇人口占全国人口的比例来衡量（樊士德，2011），X4用第一产业产值与第一产业从业人数的比值表示。本实证中用到的数据均来自国家统计局《中国统计年鉴》、2012年度国民经济和社会发展统计公报。

（二）实证分析

根据以上指标，本文建立城乡收入差距的多远回归模型为：

上式中，λ0为截距项，λt（t=1,2,3,4,5,6）表示系数，ξ为随机误差项。

1.变量之间的相关性检验。检验结果表明，Y与其他变量之间存在显著的相关关系，且都是正相关关系，说明这些变量都对劳动力流动产生一定的影响，影响的大小需要进一步求证。

2.时间序列的ADF检验（平稳性检验）。为进行协整检验、回归分析，必须首先进行各时间序列的平稳性检验。检验结果表明，Y、X1和X3为同阶单整系列，说明这三个时间序列数据通过了平稳性检验，检验结果如表2所示。

3.协整性检验。由于Y、X1、X3为同阶单整系列，满足协整检验的前提，因此可以进一步对三者进行协整性检验。做Y对X1、X3的协整回归方程，得到协整回归方程如下：

对残差项μ进行平稳性检验（ADF检验）的结果显示，残差项是平稳的。因此，Y、X1、X3之间存在一种长期均衡的协整关系。

由方程（2）可以看出，X1对Y的影响是显著的，且是负向的；X3是影响Y的最主要因素，且是显著的、正向的。城镇化程度每提高1，劳动力流动率即二、三产业就业人口数占总就业人口数的比例就会提高1.0165；城乡收入差距每提高1，劳动力流动率就会降低0.0533，即长期内，劳动力流动会缩小城乡收入差距。

4.Granger因果检验。存在协整关系并不能判定是否存在因果关系。为验证Y、X1、X3之间是否存在因果关系，这里运用Eviews6.0进行格兰杰因果检验（Granger Causality Test）。检验结果显示，Y与X1之间、Y与X3之间、X3与X1之间存在单项的因果关系，这说明：X1、X3是Y的格兰杰原因，城乡居民收入差距、城镇化程度的变化会导致劳动力流动率的变化；X3也是X1的格兰杰原因，城镇化程度的变化会对城乡收入差距产生影响。

5.误差修正模型。对Y和X1、X3序列取对数，以消除异方差问题，得到一组新数列。并命名为LnY、LnX1和LnX3，重新建立回归模型，得到残差序列RESID02，对d（LnY）、d（LnX1）、d （LnX3）、RESID02进行回归。回归结果显示，D（LnX1）的系数不显著，D（LnX3）的系数显著，说明Y对X1的短期波动无影响，Y对X3的短期波动有影响。

在此基础上，得到误差修正模型为：

6.脉冲响应函数分析。脉冲响应函数是用来描述在随机误差项上施加一个标准差大小的信息（Innovation）冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响的关系式。图1给出了滞后50年劳动力流动率对城乡收入差距、城镇化程度的单位信息冲击的反应程度变化趋势。其中，横轴表示滞后阶数，纵轴表示劳动力流动率对城乡收入差距、城镇化程度的单位信息冲击的反应程度。

图1 Y对X1、X3一个标准差冲击的响应

从图1可以看出，在前10期内，劳动力流动率对城乡收入差距的单位信息冲击的反应有正向亦有负向，此后一直为正向，且经历20期的波动后，逐渐趋于平缓。在前7期内，劳动力流动率对城镇化程度的单位信息冲击的反应是负向的，此后一直为正向的，且由波动逐渐趋于平缓。

7.劳动力流动率解析——方差分解。为了说明城乡收入差距、城镇化程度对劳动力流动率的影响程度，本文对上述模型进行方差分解，即对脉冲响应函数中的各个冲击项同时对一个解释变量回归所得到的说明系数进行正交化分解，以测出各个冲击项自身对被解释变量的贡献度。对劳动力流动率的方差分解结果表明。在劳动力流动率的波动中，城镇化程度是最主要的影响因素，且随着时间的推移对劳动力流动率的贡献率在总体上越来越大，即影响越来越大。城乡收入差距对劳动力流动率的贡献率经历波动后（1-23期）呈现缓慢上升态势（23期之后），如图2所示。

图2 城乡收入差距对劳动力流动率的贡献率变化趋势

四、研究结论与政策建议

从以上分析结果可以得出：

1.从长期看，劳动力流动率与城乡居民收入差距、城镇化程度之间存在长期均衡的协整关系。城镇化程度是影响劳动力流动的最主要因素，且是显著的，是正向的。城乡收入差距对劳动力流动率的影响是反向的，亦是显著的。

2.从Granger检验结果可知，城镇化程度、城乡收入差距都是影响劳动力流动率的格兰杰原因。这说明，通过真正让农业转移人口市民化，使其享受市民待遇，缩小城乡收入差距，会提升劳动力流动率。

3.从短期看，劳动力流动对城乡收入差距的波动无影响，而对城镇化程度的波动有影响。这说明，短期内影响城乡收入差距的因素除劳动力流动外，还有其它一些因素施加影响，如户籍制度、身份歧视等等。

4.由方差分解结果可知，城镇化程度是影响劳动力流动率的最主要因素，城乡收入差距次之，且都是正向的。这说明，提高城镇化的水平与质量，有序推进农业转移人口市民化，必将提升劳动力流动率。

从结论可知，要提升劳动力流动率，一方面应缩小城乡收入差距，大力提升农民收入水平，提升农业转移人口在城市生活的能力与水平；另一方面要发展新型城镇，建立多功能经济圈，切实提升城镇化的质量与水平。

[本文系“北京高等学校青年英才计划项目（Beijing Higher Education Young Elite Teacher Project）”资助成果。]

注释：

①数据来源：2012年度国民经济和社会发展年度统计公报

②数据来源：根据国家统计局《中国统计年鉴2012》和2012年度国民经济和社会发展年度统计公报中的数据计算而得

③周娜.农村劳动力流动影响因素文献综述[J].合作经济与科技，2012（11）：10-11

[1]陈光普.我国城乡收入差距影响因素的动态计量分析[J].经济师，2013（3）：36-38.

[2]李强.农村劳动力流动与城乡收入差距分析[J].统计与决策，2012 （6）：111-115

（作者单位：首都经济贸易大学，北京青年政治学院 北京 100000）

（责编：若佳）

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1004-4914（2014）09-031-02