农业剩余劳动力转移的再配置效应分析

摘要：本文利用相关数据，运用Syrquin的方法分解总量生产率和总量生产函数分解TFP，测算了江苏省1978——2008年间农业剩余劳动力转移对总量生产率和经济增长的贡献。研究发现：在此期间，农业劳动力转移对总量生产率的贡献为1.93%，其中在第一阶段（1978-1989年）为3.04%，高于第二阶段（1992——2008年）的2.11%，说明劳动力在后一阶段转移速度变慢；农业劳动力转移对经济增长的贡献0.53%，贡献率为4.71%；以上结果表明农业劳动力的转移对省域经济的发展具有一定的推动作用。

关键词：农业剩余劳动力； 再配置效应； 总量生产率；经济增长

一、引言

中国是典型的二元经济结构，劳动力的非农转移是中国现代化进程中的必然现象。改革开放以来，农村剩余劳动力向第二三产业转移速度不断加快。劳动力作为经济运行中相对活跃的投入要素，其在产业部门间是否合理配置将直接影响经济的运行效率。农业剩余劳动力转移是对这种扭曲的资源配置一定程度上的矫正，将会提升劳动力资源配置效率，推动劳动生产率的提高进而实现经济的增长。

对于江苏省而言，农业剩余劳动力的非农转移对经济增长的作用的研究将会对地区调整产业结构，优化资源配置，转变经济发展方式提供重要的应用价值。

对于劳动力再配置的经济效应分析，目前主要有两种方法。第一种方法是以生产函数为基础，对全要素生产率进行分解，从而得到劳动力再配置效应。主要代表有胡永泰、丁霄泉、郝枫、赖明勇、对C-D生产函数的分解、潘文卿对总劳动生产率的增长率分解、武定国利用费拉模型的推导等。这种方法推导过程严谨，理论性强，但计算繁琐。第二种研究方法主要是在国民经济恒等式的基础之上，利用指数方法分解经济增长率，从而从中分离出劳动结构的变化对经济增长的效用。主要代表有赵伟对生产率指数的分解，郝大明对经济增值率的分解等。这种方法推导方便，意义直观，数据易得，但理论性差。

本文拟运用总产出恒等式分解总量劳动生产率和总量生产函数分解TFP的方法，测算出江苏省农业劳动力非农转移对总量劳动生产率及经济增长的贡献，从而进一步探讨劳动力转移与江苏省经济增长之间的关系。

二、江苏省农业劳动力非农转移的再配置效应分析

劳动力在部门间再配置效应主要表现为两个方面：第一，由于劳动力在各部门之间流入、流出以及部门之间存在生产要素禀赋差异，当生产要素从资源充裕部门流入稀缺部门时，就能提高资源的利用效率；第二，部门间通过劳动力的流动能达到生产的规模经济，提高生产效率。这两方面的劳动力配置效应均有利于经济发展，从而促进经济增长。第一个方面可以看作劳动力的转移使得整个社会的劳动生产率即整个社会的总量生产率得到提高；第二个方面，可以看作劳动力的转移所引起的规模经济效应对经济增长的贡献。

（一）对总量生产率贡献的测算

按照Syrquin(1986)的做法，我们可以将总产出表示为一下形式

Y＝∑Xi（i=1、2、3） （1）

其中i表示各产业部门，Xi表示各产业部门的产出。

对上式经过简单变形我们可以求得：

dy/y=∑[dxi■/y+d（■）xi/y]

＝∑[（dxi/xi）（xi/y）■+d[（■）/■（xi/y）■

＝∑（dxi/xi）（Xi/Y）]+∑[d（■）/■]（Xi/Y）（2）

由（2）式可以看出， y的变化率被分解为两部分，其中第一部分表示各部门生产率增长对总量生产率增长的贡献；第二部分表示各产业部门就业比重的变化对总量生产率的影响。

我国渐进性的改革开放虽从1979年开始，但宏观经济的阶段性特征仍然非常显著。中国最为重要的政策调整始于1990年，从此之后中国的改革开放由局部改革进入全面和快速市场化阶段。我们依此将江苏省农业劳动力转移划分为前后两个阶段，即1978——1989年，1992——2008年（其中1989——1991年为政策调整的三年，故将其剔除）。

计算结果表明，第一阶段农业劳动力转移对总量生产率的贡献为3.04%，第二阶段贡献为2.11%，第一阶段明显高于第一阶段。这说明第一阶段劳动力转移速度较快，第二阶段转移速度较慢。我们可以看到，第二阶段贡献率最低的年份发生在1998年和1999年，说明这一阶段较低的贡献率可能与亚洲金融危机的影响有关，金融危机使得第二产业吸收农业剩余劳动力的能力大大降低。第二产业就业比重连续5年出现负增长，这一时期第三产业成为了农业剩余劳动力转移的主要渠道。另外，进入21世纪后，西部地区的劳动力转移进程逐渐加快，西部省份外来劳动力在一定程度上对省域内的劳动力转移具有一定的抑制作用。

（二）农业劳动力转移对经济增长的贡献

1.模型

本文运用胡永泰所设定的生产函数，将地区经济按照三部门模式进行划分：第一产业，第二产业，第三产业，每个部门的都可用柯布道格拉斯生产函数进行表示，不同之处仅仅在于商品增值系数的αi 的不同。其生产函数可表示为：

Y＝∑（αiXiβZi1-β）PiLβK1-β

其中：Y=GDP，Pi=部门i占GDP的份额，Xi=部门i占劳动力的份额，Zi=部门i占资本存量份额，αi为商品增值系数，部门i为第i次产业，L表示劳动力的投入的数量，K表示资本存量，β表示劳动力的产出弹性。

将上述公式经过简单变形我们可以分离出劳动力的再配置对经济的贡献M：

M＝β∑pi（■）

我们可以将M进一步分解为：

β∑pi（■）=β■-■dX■+■-■dX■

2.劳动力产出弹性的确定

运用不同假设下的生产函数所求出的劳动力产出弹性会存在种种差异。本文通过采用C-D生产函数的推导来求劳动力产出弹性，原因有二：一是数据的可得性，二是其假设不存在规模经济，从而使得整个推导运算过程相对简单。

Y=ALαKβ

其中Y为国内生产总值，L为劳动力从业人数，K为资本存量，A为K、L之外其他因素决定的全要素生产率。α、β为分别为资本、劳动力产出弹性系数。

将C-D生产函数进行对数变形后得：

logY=logA+αlogK+βlogL+μ

3.估算结果

利用江苏省相关统计书据，运用evievs6.0进行回归分析得：

logY=-1.922+0.74logK+0.40logL

(-1.44) (15.58) (1.98)

R2=0.97 A-R2=0.96 F=716.61 D-W=1.94

在运算过程中发现，D-W值为0.38，根据其判定区域，可得模型存在明显的自相关，在对其残差进行回归的基础上，得出模型存在二阶序列相关，运用广义差分法对其进行修正，得到以上结果。修正后模型在拟合优度、方程整体显著性以各个回归参数的统计性显著性都比较好。

由以上运算结果可以看出，两弹性系数之和α+β=0.74+0.40=1.144＞1,在规模报酬不变的情况下对其参数进行正规化处理得：β*=0.40/1.14=0.351

在以上运算结果的基础上我们可以得出劳动力再配置的经济增长效应（表1）。

三、江苏省农业剩余劳动力继续转移的潜力

由上文的分析可以看出，改革开放30多年来，江苏省农业剩余劳动力转移对省域经济的发展贡献是巨大的。然而，近几年各地民工荒的频繁出现和学术界关于中国“刘易斯拐点”是否到来的讨论，使我们认识到中国的劳动力市场正在经历着新一轮变化。那么对于江苏省而言，农业劳动力继续转移的潜力究竟还有多大？

库茨涅茨的实证分析表明，第一产业的比较劳动生产率随着人均收入水平的提高会逐渐趋于稳定，在进入高收入水平后会明显上升；第二、三产业恰恰相反。当第一产业的比较劳动生产率接近第二、三产业的比较劳动生产率时，产业结构整体效应水平会较高。

由表2可以看出，由于第一产业产值比重降低的速度大于其劳动力比重降低的速度，使得其比较劳动生产率在过去30年里下降趋势明显，由1978年的0.395下降到了2008年的0.258。从表中的数据还可以看出，江苏省第一产业与第二、三产业在过去30年一直保持着比较大的差距，虽然这种差距有缩小的趋势。说明江苏省农业部门还存在剩余劳动力，在今后的一定时期内，农业剩余劳动力的转移还会对江苏经济增长做出巨大贡献。

参考文献：

1.胡永泰.中国全要素生产率：来自农业部门劳动力再配置的首要作用[J].经济研究,1998(3).

2.袁志刚,谢栋栋.中国劳动力错配对TFP的影响分析[J].经济研究,2011(8).

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9.赖明勇,彭冲,王腊芳,肖皓.湖南省农业剩余劳动力转移再配置效应分析[J].农村技术经济,2011（1）.

10.潘文卿.中国农业剩余劳动力转移效益测评[J].统计研究,1999(4).

11.武国定,方齐云,李思杰.中国农村劳动力转移的效应分析[J].中国农村经济,2006(6).

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（作者单位：扬州大学商学院）