农村剩余劳动力转移对全要素生产率的影响研究

张海波

（中南财经政法大学 统计与数学学院，武汉 430073）

农村剩余劳动力转移对全要素生产率的影响研究

张海波

（中南财经政法大学 统计与数学学院，武汉 430073）

在我国，农村剩余劳动力的转移一直陪伴着国家工业化、现代化的过程。根据经典的二元经济理论，劳动力的转移对国家的经济增长和全要素生产率的增长有着重要的影响。文章运用随机前沿生产函数法以及改进的比较劳动生产率法分别对我国各地区的全要素生产率增长水平及农村剩余劳动力进行估算，利用估算的数据建立面板回归模型从实证角度分析农村剩余劳动力转移对全要素生产率增长的影响，并据此提出政策建议。

农村剩余劳动力；全要素生产率；随机前沿生产函数

0　引言

改革开放35周年来，我国在世界地位迅速崛起，综合国力不断提升，实现了快速的经济增长。国内外许多学者认为经济增长的源泉是全要素生产率的持续提高，而资源的优化配置对全要素生产率的增长有较深刻的影响，其中劳动力资源的流动转移是一个重要的因素，这在发展中国家尤为如此。

在我国，农村剩余劳动力的转移一直陪伴着国家工业化、现代化的过程，农业就业人数从1978年的28318万人下降到2013年的24171万人，占总劳动力的比例从70.5%降到31.4%。农村剩余劳动力转移是我国经济发展的重要途径，实现国家繁荣富强，民族复兴的重要举措。因此，在当前新型城镇化的趋势下，随着“刘易斯拐点”的渐近，研究分析农村剩余劳动力转移对全要素生产率增长的影响有着重要的理论意义和现实意义。

1　全要素生产率和农村剩余劳动力的估计

1.1全要素生产率的估计

1.1.1随机前沿生产函数模型的设定

本文建立基于超越对数生产函数的随机前沿模型。对于随机误差项v的分布采用通常的做法，假定为服从均值为0的正态分布。具体模型表达如下：

其中，y是产出，x是投入要素，i是区域变量，t是时间变量，m，n表示投入要素的类型资本K和劳动力L。v，u相互独立，且独立于其他变量。

设定反映区域差异的技术无效率模型如下：

本文采用极大似然一步估计法，利用frontier4.1软件对随机前沿生产函数模型进行参数估计。

技术效率水平TE可从模型估计结果中直接获取，技术效率的变化率可通过下式计算：

估计出模型参数后，技术进步率可通过下式计算：

全要素生产率增长率

1.1.2数据来源及处理

（1）产出（Y）

本文以各省、自治区或直辖市1978年到2012年的生产总值来度量各地区的产出水平，记为Y。为了消除通货膨胀的影响，利用GDP平减指数将各地区生产总值换算成1978年的价格，单位亿元。

（2）资本存量（K）

采用当前学术界较常用的永续盘存法对资本存量进行测算，公式如下：

其中，K表示资本存量，I表示当年资本增加，δ表示折旧率，i为地区变量，t为时间变量。

选取孙辉等（2010）[1]估算的中国各地区资本存量数据中1978年的资本存量作为本文的初始资本存量。

参考张军（2004）[2]的做法，采用各地区固定资本形成总额来度量各地区的当年资本增加额。同时，利用固定资产投资价格指数将其换算成以1978年价格计算的固定资本形成总额。1992年之后的固定资产投资价格指数来源于国家统计局，1991年之前的固定资产投资价格指数由单豪杰（2008）[3]估算的固定资产投资平减指数代替。

折旧率本文参考孙辉等（2010）[22]的做法，选取为6%。

资本存量变量记为K，1978年价格，单位亿元。

（3）总劳动力（L）

本文以各省、自治区或直辖市1978年到2012年的地区就业总数来度量各地区的劳动力投入水平，记为L，单位万人。

除上述提到的来源于有关文献的数据外，其他数据均来源于国家统计局、《新中国60年统计资料汇编》以及各地区统计局。

1.1.3估计结果及其分析

（1）模型估计结果

采用极大似然一步估计法，利用frontier4.1软件对由式（1）和式（2）组成的随机前沿生产函数模型进行估计，估计结果如表1所示。

表1　随机前沿生产函数模型估计结果

从估计结果表1可以看出，随机前沿生产函数模型具有较好的统计性质，t检验显示绝大部分参数都在1%的水平上显著，对数似然比检验拒绝了不存在技术无效的原假设，表明模型假设存在技术无效的正确性。另外，效率方程的各项系数均显著有效，表明技术效率水平在区域间存在显著差异，且技术效率水平按东部、中部、西部逐渐降低。

（2）结果分析

利用表1的估计结果，结合式（3）、（4）和（5）计算各区域的平均全要素生产率指数、技术效率水平和技术进步指数，见表2。

表2　各区域平均全要素生产率指数、技术效率水平和技术进步指数

由表2可以看出：第一，各区域各指数的总体变动趋势与全国平均水平基本一致。第二，各区域各指数间存在显著差异。全要素生产率指数、技术效率水平及技术进步指数均按东部、中部、西部逐渐下降。尤其是技术效率水平的差异最为显著，平均技术效率水平东部为0.9966，中部为0.7292，西部为0.6329。

1.2农村剩余劳动力的估计

1.2.1农村剩余劳动力测算模型

农村剩余劳动力具体测算模型表达如下：

其中，r表示价格调整系数，即农业品和社会综合产品的交换价格比例，LS表示农业剩余劳动力，L1表示实际农业从业人数，GDP1表示农业增加值，V表示社会平均劳动生产率，GDP表示国内生产总值，L表示全社会从业人数。

价格调整系数r的计算如下：

根据国家统计局相关资料，1952年我国劳均播种面积为0.8158公顷，基本维持满负荷工作。[4]因此，本文假设1952年我国不存在剩余劳动力，此时农业部门劳动生产率等于社会平均劳动生产率，则有下式成立：

另外，当社会产品全部为农业品时，应当有r=1，随着农业产品份额的下降，r将逐渐上升。同时，本文的产出数据均按1952年价格计算。因此，可根据农业产出份额进行差值处理，得出以下价格调整系数的计算公式：

其中，α表示农业产出份额。

本文定义的农村劳动力剩余率具体计算公式如下：

其中，LSR表示农村劳动力剩余率。

1.2.2数据来源及处理

（1）总产出

本文以各省、自治区或直辖市1978年到2012年的地区生产总值来度量各地区的总产出水平。为了消除通货膨胀的影响，利用GDP平减指数将各地区生产总值换算成1952年的价格，单位亿元。

（2）农业产出

本文以各省、自治区或直辖市1978年到2012年的第一产业生产总值来度量各地区的农业产出水平。为了消除通货膨胀的影响，利用第一产业GDP平减指数将各地区生产总值换算成1952年的价格，单位亿元。

（3）总劳动力

本文以各省、自治区或直辖市1978年到2012年的地区就业总数来度量各地区的总劳动力投入水平，单位万人。

（4）农业劳动力

本文以各省、自治区或直辖市1978年到2012年的地区第一产业就业人数来度量各地区的农业劳动力投入水平，单位万人。

以上数据均来源于国家统计局、《新中国60年统计资料汇编》以及各地区统计局。

1.2.3估计结果及其分析

根据式（7）、（9）、（10）对我国各地区农村剩余劳动力及剩余率进行测算，测算结果如表3所示。

由表3可以看出：第一，改革开放以来，全国及各区域的农村剩余劳动力数量总体上均呈上升趋势，各年的平均农村剩余劳动力分别为全国15541.55万，东部5678.03万，中部4584.30万，西部4905.14万。第二，各区域间的农村剩余劳动力数量存在明显差异，其中东部农村劳动力剩余量最多，其次是西部，而中部农村剩余劳动力数量最少。第三，各区域的农村劳动力剩余率均呈现出波动的趋势，与改革初期相比，东部近年的剩余率略微下降，其他区域的剩余率均高于改革初期水平。

2　实证分析

2.1面板数据模型的设定

本文将我国1978—2012年29个地区的数据按行政区域划分为东部、中部、西部三个区域，分别建立面板回归模型对研究的问题进行分析。具体模型如下：

其中，i是地区标识，t是时间变量，tfp表示全要素生产率增长，表示农村剩余劳动力转移，u是独立同分布的随机扰动项，α表示地区效应，β为解释变量系数。具体进行面板数据回归时，采用去除百分比的数据。

本文为了避免选取控制变量的随意性，借鉴干春晖等（2011）[5]的做法，引入全要素生产率增长和农村剩余劳动力转移的交互项对其他影响因素进行控制，从而面板数据模型变为：

同时，对式（20）进行差分处理消除个体效应，得到差分模型：

2.2模型估计结果

本文将我国划分为东部，中部、西部三个区域，利用面板广义矩估计对面板回归模型进行估计，估计结果见表4。

表4　模型估计结果

表4中各项J统计量p值表明选取的工具变量不存在过度识别，模型的估计结果是合理的。从模型的估计结果来看，各项回归的β1和β2的值均大于零且显著，表明三个区域的农村剩余劳动力转移均对全要素生产率增长有着显著的促进作用，且农村剩余劳动力转移与其他因素的相互影响也能促进全要素生产率的增长，只是在不同区域这种作用存在一定程度的差异。这可能是因为我国区域间的经济发展不平衡，技术水平及生产效率水平存在差异，产业结构不一致以及劳动力资源配置情况的差异等原因。另外，各项回归的值大于1，这意味着农村剩余劳动力转移对全要素生产率增长的影响不仅取决于农村剩余劳动力转移本身，而且还与全要素生产率增长速度相关。当全要素生产率下降速度较快时，农村剩余劳动力的逆向转移对全要素生产率增长的抑制作用不明显，当全要素生产率增长时，农村剩余劳动力的逆向转移对全要素生产率的增长具有明显的抑制作用。

由表4的计算结果可以看出，总体上农村剩余劳动力转移对我国全要素生产率增长具有正面作用，但是这种作用存在地区差异。我们可以看到，东部农村剩余劳动力转移的效应最大，其次是西部，再次是中部。这可能主要是因为农村剩余劳动力转移的效应主要与产业间生产效率的差异和农业部门的就业比例及规模相关，而东部地区产业间的生产效率差异最大，西部地区的农业部门就业比例及产出比例最大。

3　结论与建议

（1）改革开放以来，全国及各区域的农村剩余劳动力数量总体上均呈上升趋势，各年的平均农村剩余劳动力分别为全国15541.55万，东部5678.03万，中部4584.30万，西部4905.14万。各区域的农村劳动力剩余率均呈现出波动的趋势，与改革初期相比，东部近年的剩余率略微下降，其他区域的剩余率均高于改革初期水平。

（2）当不存在资本流动障碍，资本要素不存在错配时，TFP增长率仅与劳动错配系数的变化率，部门年均产出份额及劳动产出弹性相关。随着农村剩余劳动力的转移，劳动力错配情况改善速度的加快，全要素生产率的增长也加快。

（3）三个区域的农村剩余劳动力转移均对全要素生产率增长有着显著的促进作用，且农村剩余劳动力转移与其他因素的相互影响也能促进全要素生产率的增长，但是这种作用存在地区差异，东部农村剩余劳动力转移的效应最大，其次是西部，再次是中部。农村剩余劳动力转移对全要素生产率增长的影响不仅取决于农村剩余劳动力转移本身，而且还与全要素生产率增长速度相关。

根据本文的研究提出以下政策建议：

（1）加大R&D投入，提高技术效率水平

政府有必要出台相应的促进技术创新和进步的政策，加大R&D投入，加强对科研人员的培养，提高国家整体的技术效率水平。鉴于中、西部地区在全要素生产率水平、技术效率水平及技术进步上都落后于东部地区，因此在政策上应当给予中、西部地区更多的倾斜。

（2）加快农村剩余劳动力的转移

本文研究发现农村剩余劳动力转移对全要素生产率增长有着显著的促进作用，因此，我们应当采取相应的措施以加快农村剩余劳动力的转移，促进我国全要素生产率的增长，例如调整农村土地政策；改革户籍管理制度；建立城乡统一的劳动力市场等等。

[1]孙辉，支大林.对中国各省资本存量的估计及典型性事实：1978—2008[J].广东金融学院学报，2010,（3）.

[2]张军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952-2000[J].经济研究，2004,（10）.

[3]单豪杰.中国资本存量K的再估算：1952—2006年[J].数量经济技术经济研究，2008,（10）.

[4]雷武科.中国农村剩余劳动力转移研究[M].北京：中国农业出版社.2008．

[5]干春晖，郑若谷，余典范.中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响[J].经济研究，2011,（5）.

（责任编辑/易永生）

F240

A

1002-6487（2016）22-0098-04

张海波（1963—），男，湖北公安人，博士，副教授，研究方向：经济统计。