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。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；到1978年，比例只是发生了轻微的下降，变为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%左右，2000年这个比例低于40%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,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——摩根斯坦效用函数：(,,,)()()12121122UIIUIUIiMiiiAi（1）这里，Ui表示第i个农民的效用函数，Ii1表示作全职移民所获得的收入，π1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，π2表示不选择移民的概率；假定Ui是二次可微的，且对收入变量I是严格的凹函数，即有01UiIi，2021UiIi（2）02UiIi，2022UiIi（3）不难发现，移民与不移民的选择是两个相互对立的事件，确定一个事件另一事件也就随着确定，即有π1+π2=1，那么（1）式就可简化为：(,,)()(1)()1211112UIIUIUIiMiiiAi（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Ii1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：Ii1=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W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的值。（5）式就可以写作：Ii1=W+T*(r–c)-E-N(6)显然，在W、N、r、c皆可看作一个固定值的情况下，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*=T。这时，Ii1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Ii1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：*()qfT(7)其中是一个正数，用以衡量劳动生产率。(0)0f，'(0)f。T*作为一种生产要素，满足边际产量递减规律，即有：*()0*fTT，2*()02*fTT（8）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qrT时，带入q值，化简得'*()fTr，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：*()()()2IfTTrcTrcsid..st0Td0TTs（9）Td表示农民租入土地数量；Ts表示农民租出土地数量。0Td满足上文的假设，即农民可以租入他想获得的任意数量的土地。'(0)f保证了Ts必须小于T，也就是说地租r不会高到使农民完全放弃耕种才是最优选择。分别对Td、Ts求偏导，有：'*2()()0IifTrcTd（10）'*2()()0IifTrcTs（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的不同，一个农户可以被归结为以下三种类型中的一种。租入：1'*()fTrc（12）租出：2'*()fTrc（13）自给自足：0'*()rcfTrcT*=T（14）0201（15）那些拥有1的村民选择租入土地，拥有2的则选择租出土地，拥有0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Ui最大化，这取决于1、UM、UA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，也就是说只能选择“零或全部”。这时1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11时，*()(())1iUUIUWTrcENMMi(16)当01，*()(()()())2UUIUfTTrcTrcsiAiAd(17)农民通过比较UA与UM的大小来决定是否迁移。令VUUMA,当0V时，农民选择不移民，农村劳动力转移将不会发生；当0V，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，我们考察以下偏导：['*'()()()]()(())()VEUfTTrcTrcTTUWTrcENTssMAddrr（18）其中，TTsd表示全职农民土地交易量，其值可以为正，也可以为负或者零；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12IIii，进一步地就有UUMA。此时，（18）就可以合并为：'()VEUTTTsrdr（19）根据表达式（9）的限定条件，0TTTsd.Er表示地租r对移民时风险贴水的影响。根据布拉特（Prat，1967）的研究，0EI的值对于递减风险规避、不变风险规避、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0EI。进一步地，0Ir，那么就有0EIEIrr。通过以上分析，我们可以看出在移民与留守的临界点上，有0Vr。也就是说，地租r在边际上每增加一个单位，会使得V0,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V0，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２６００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３３６亿元的农业税赋，而且取消了７００多亿元的“三提五统”和农村教育集资，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