剩余劳动力转移及农业科技进步

一、问题的提出与文献回顾

改革开放突破了计划经济体制的赶超战略以及由此内生的以户籍管理为核心的资源配置制度。在广大农村实行的家庭联产承包责任制,使农户家庭成为农村社会基本生产单元和微观经济组织,农业生产率得到快速提高。但随着农村市场化进程的深入、人地矛盾的加剧和户籍管理制度的松动,农业生产中出现了大量的剩余劳动力。在既定的竞争性市场约束条件下,作为独立决策的经济单元,农户家庭在各种经济活动之间做出剩余劳动力转移决策以追求最大化家庭经济效益。现阶段,农户对剩余劳动力的转移主要集中在当地农业兼业化生产、农村非农产业生产和外地打工三种流向、五种经济活动上①。这种自发式、理性的剩余劳动力资源转移对当地农村经济发展,尤其是农业部门生产的技术水平存在怎样的影响?如果存在积极的影响,那么这种影响的程度如何?又是通过什么机制发生作用的?如何对这种积极作用因势利导?对这些问题的回答,既可以丰富20世纪90年代以来理论界关于劳动力流动对流出地影响的争论,也可以为转型时期农业和农村经济的发展寻求有效途径。剩余劳动力的大量转移及其对农业和农村发展的影响是近年来农村劳动力流动问题研究中颇具争议的领域之一。

争论的焦点主要集中在劳动力外流对农业和农村发展造成了什么影响。对此,学者们持不同的观点。部分学者借助于国外关于劳动力流动的选择性理论,认为大量农村劳动力外流,特别是大批青壮年和受教育水平较高的劳动力外流,造成农村的“精英流失”[1-2],加速了农业劳动力妇女化和老龄化趋势,导致土地撂荒,使农业劳动力整体素质下降[3];罗斯高等[4]的研究持中立观点,他们认为一方面迁移减少了家庭从事农业的劳动力,对农作物产出的直接影响是负向的,而且显著。另一方面,迁移外出劳动力给家庭的汇款却增加了家庭的资金,即迁移对家庭农业生产的影响应该是双重的;关于农业剩余劳动力流动对农村经济发展的积极影响,主要集中在对农业技术进步显著的正向影响上,杜鹰和白南生[5]的研究证实了这一点。他们比较了外出户和非外出户的调查资料,认为在资金不足的地区外出户存在着资金对劳动的替代,农村劳动力外出并不必然对农业生产带来负面影响。胡永泰[6]认为农业剩余劳动力的自由流动引起了中国全要素生产率的阶段性提高,是经济增长的根本原因。白南生等[7-8]的研究进一步提出农业剩余劳动力外出就业有助于提高农业劳动力的技能素质、生活适应能力和生产经营能力,会对子女教育和家庭关系等产生积极影响。李谷成等[9]通过建立超越对数的前沿生产函数从更微观的省级层面考察了湖北省农户剩余劳动力资源配置对当地农业生产中的技术提高作用。

蔡银寅和杜凯[10]建立了一个基于内生农业技术进步的二元经济增长模型来解释农业剩余劳动力流动与农业技术进步的相互促进关系。总体而言,近期愈来愈多的研究认为剩余劳动力的转移通过以下途径对农业、农村经济发展产生了积极的影响:(1)通过劳动力和资金的双向流动,改善了资源的配置效率,非外出户与外出户经营目标更加明确;(2)通过提高农业劳动力素质、加速人力资本形成,促进了外出农户在农业生产中的技术进步;(3)增加了剩余劳动力就业机会,为输出地农民开辟了新的收入增长来源,流出地农户平均收入和资本积累水平提高;(4)外出农户家庭在农业生产中存在着资金对劳动的替代,并且越是资金短缺的农村,外出就业带回的资金对农业生产有更普遍的正面影响。(5)使农户家庭的兼业化程度趋于提高,外出农户对农产品价格变动的反应相对不敏感,农户抵御经营风险的能力提高。本文拟通过课题组在西部地区八个样本村的微观调查数据,重点分析西部地区农户剩余劳动力资源配置决策与农业生产技术进步的关系,探讨劳动力流动对农业、农村经济发展的影响。本文其余内容组织如下,第二部分是基于拉尼斯—费模型的剩余劳动力转移对农业技术进步的机制和途径分析。第三部分利用调查所得实际数据,建立生产函数,采用随机前沿分析方法对理论机制进行经验验证。第四部分是本文的结论。

二、剩余劳动力转移与农业技术进步机制:拉尼斯—费模型的扩展

拉尼斯和费景汉[11-13]建立了一个重视技术变化的劳动力剩余经济发展模型。他们认为农业隐蔽失业人口即农业中剩余劳动力的转移不是一个简单的静态过程,它取决于工业部门的资本积累、部门创新强度和创新的要素使用偏向等。在剩余劳动力成功转移过程中,会提高农业劳动生产率,农业部门和工业部门获得同步发展。本节的分析是对拉尼斯—费模型的理论扩展。

(一)创新的要素偏向衡量

设代表性家庭农户的动态生产函数为:Q=F(K,L,t)(1)其中,Q代表农业总产出,K和L分别代表投入的资本和劳动要素,对任何时点t,上式满足规模收益不变条件,且希克斯技术进步的要素偏向为:HL=E(fL,t)ηt=(fLtt/fL)(1/t)=fLt/fLHK=E(fK,t)ηt=(fKtt/fK)(1/t)=fKt/fK(2)(2)式中,HL是单位时间内劳动力边际生产力(MPL,记为fL)的增长百分比;HK是单位时间内资本边际生产力(MPK,记为fK)的增长百分比;E(fL,t)是劳动力边际生产力对时间的弹性;E(fK,t)是资本的边际生产力对时间的弹性。代表性农户动态生产函数的存在意味着创新的两个维度:劳动使用偏向和资本使用偏向。为了将创新的要素偏向区分出来,引进衡量任意时间t上的创新偏向程度指数:BL=HL-JBK=HK-J(3)(3)式中,BL是创新的劳动力使用偏向程度,BK是创新的资本使用偏向程度。J是在假定资本、劳动力投入不变的条件下,完全由于每单位时间的消逝而出现的产出的部分增加:J=ΔQ/Q≥0,它代表着中性创新的强度,J同时是HL和HK的加权平均数,即J=φLHL+φKHK=φL(BL+J)+φK(BK+J)②。当初始状态的要素密集程度给定时,BL和BK就是衡量创新要素使用偏向的两种可选方法。由BLφL+BKφK=0,那么可以推得以下三种创新:(1)中性技术创新:BL=0HL=JHK=JBK=0(2)劳力使用型技术创新:BL>0HL>JHK<JBK<0(3)资本使用型技术创新:BK>0Hk>JHL<JBL<0

(二)农业部门技术创新路径

在农户产出最大化目标前提下,农户不仅追求农业与非农收入的增加,同时也希望通过资源的合理配置,达到家庭总收入最大化。因此,农户愿意将农业剩余和部分非农收入投入到农业生产中[5,14,15],形成生产性资金③。对资本投入处于低水平均衡状态的农业部门来说,剩余劳动力的转出和农业生产性资金的注入通过两个渠道影响农业产出:一部分资金用于弥补农业劳动力的流失,形成资本对劳动力的替代;另一部分资金用于追加资本投入,如化肥、机械化作业和农业生物科技的使用等,形成渐进积累的技术创新。在二元经济的渐进转型过程中,农业生产要素的这一短期动态调整,一方面使农业部门的资本劳动比逐渐提高,两种要素的边际生产力发生变化。另一方面使农业部门发生资本偏向型的技术创新。用本节定义的希克斯创新要素偏向来分析上述过程,如图1所示。出于实际的考虑,对创新的衡量是在等产量线图上一个特殊点的邻域来进行的,如P点④。给定农业部门初始的等产量曲线为图1(b)中的Q曲线,投入集合中的任意一点P(K0,L0)代表农业部门的初始要素投入点。资本的边际产出为图1(a)中的N曲线,劳动的边际产出为图1(c)中的M曲线,S为劳动力的供给曲线。图1(a)中,在剩余劳动力大量转出而生产性资本投入增量很低的情况下,资本的边际生产率曲线由N上升到N1。为了衡量这种创新偏离中性创新的程度,在图1(a)中绘出了一条与N1创新密集程度相同的中性创新曲线Z。曲线N1和曲线Z具有相同的创新密集度,可以从两个三角部分GHI和EGF的面积相等中判断出。中性创新曲线Z的创新强度J=IEAB/BAK0O,即创新增加的产出面积IEAB与创新前产出的面积BAK0O之比。对于这个创新强度来说,创新的密集程度J还可以用距离之比FA/AK0表示⑤。同时,由图1(a)可以看出,资本的边际生产率曲线N1与中性创新曲线Z相交之后,E点位于F点的左侧,这是一种资本偏向型的创新。当资本偏向性的创新发生时,等产量线由Q旋转到Q1,变得更为平缓。于是,在P点,产出从Q单位增至Q1单位,Q和Q1分别代表创新前后的等产量线(通过P点)⑥。这种产出的增加只是由于时间的消逝,而不是任何物质投入量的变化,所以它完全是在一定时间中发生的创新变化造成的。同理,这种创新也可以反映在图1(c)中,边际劳动生产率曲线由M上升至M1,与中性创新曲线Z相比,曲线M1和曲线Z具有相同的创新密度,这一结论也可以从两个三角部分RUT和UVW的面积相等判断出。中性创新曲线Z的创新强度J=TVAD/DAL0O,即创新增加的产出面积TVAD与创新前产出的面积DAL0O之比。对于这个创新强度来说,创新的密集程度J还可以用距离之比VA/VL0表示。劳动的边际生产率曲线M1与中性创新曲线Z相交之后,W点位于V点的下方,表明这种创新是劳动力节约型的创新。长期中,如果上述过程持续下去,尽管农业部门剩余劳动力大量转出,但由于资本偏向型的技术创新持续进行,农业部门的产出仍然增加,农业部门的资本深化程度不断提高,如图2所示。正如拉尼斯和费景汉所述在二元经济的转型过程中“农业部门的成功发展必须实现关键性最低努力”[13],即资本积累率必须足够大,创新强度必须足够高,创新的资本使用偏向必须足够强,劳动力报酬递减规律必须足够弱。这样才能摆脱农业生产中的“低水平均衡陷阱”。

三、随机前沿生产函数的实证检验

(一)随机前沿生产函数设定

技术效率用来衡量个体单位在等量要素投入条件下,其产出离前沿最大产出的距离[16]。测量技术效率通常有两种方法,一种是非参数方法,主要是运用数学规划方法,建立相应的生产函数、成本函数的前沿模型,并用数学规划方法求解模型,如Malmqusit指数方法等。另一种是参数方法,首先根据样本中所有个体的投入和产出构造一个能够包容所有个体生产方式的最小的生产可能性集合,即所有要素和产出的有效组合。个体的技术效率可以通过实际产出与前沿面产出的距离来衡量,距离越大,则技术效率越低,反之,则技术效率越高。在对我国分部门、分行业、分地区的生产技术效率测算中,大多数研究采用了参数方法⑦,通过建立随机前沿生产函数(StochasticFrontierProduction),用计量经济学分析技术来估计个体技术效率水平。参数方法的最大优点是通过估计生产函数对个体的生产过程进行了描述,从而使对技术效率的估计得到了控制。本节通过建立家庭农户的柯布—道格拉斯生产函数并线性展开,得到与Battese和Coelli[17]相似的随机前沿生产函数模型如下:ln(yit)=β0t+β1*ln(Kit)+β2*ln(Lit)+β3*ln(Tit)+(vit-uit)(4)TEit=exp(-uit)(5)uit=β(t)*ui(6)β(t)=exp[-η*(t-T)](7)γ=σ2u/(σ2v+σ2u)(8)式(4)中,y为农户的产出,以农户从事农业的收入来衡量。K为农户生产过程中的资金投入,L为农户生产的劳动力投入,T为农户生产的耕地数量。β0为截距项,β1为资本产出弹性,β2为劳动的产出弹性,β3为土地的产出弹性,均为待估参数。下标i代表第i户农户家庭,下标t代表时期。复合结构的误差项(vit–uit)由两部分组成,第一部分vit~.i.id,并服从N(0,σ2v)分布;第二部分uit≥0,它反映那些在t期仅仅影响第i个农户的随机因素。uit~.i.id,并服从正半部的正态分布N(u,σ2u),vit与uit之间相互独立。式(5)表示样本中第i个农户在第t期内的技术效率水平。显然,如果uit=0,则TEit=1,即农户处于完全技术效率状态,此时该农户的生产点位于生产前沿面上;相反,如果uit>0,则0<TEit<1,这种状态为技术非效率,此时该农户的生产点位于生产前沿之下,是待估计的参数。Battese和Coelli[18]构造了(6)和(7)两式以定量描述时间因素对uit的影响。在式(8)中,γ也是待估计的参数,γ=0时,σ2u趋于零,此时误差项仅为vit。在统计检验中,如果γ=0这一原假设被接受,即说明调查样本中所有农户的生产点都位于生产前沿面上;此时,无须使用SFA技术来分析农户生产效率,直接运用普通最小二乘估计方法(OLS)即可。

(二)数据说明与统计描述

为分析劳动力流动对农业、农村经济发展带来的影响,本课题组于2007年底到2008年初在甘肃、宁夏、四川等地进行了两次社会调查。调查随机选取了8个样本村,每村随机抽选取50户农户,并以面对面访谈形式完成问卷300份,其中有效问卷256份。在所调查的样本中,共有劳动力797人,其中农业生产者315人,非农产业从业者47人,打工者272,农业兼打工者91人,农业兼非农者50人,公职人员22人。各类型的劳动者之间存在很大差异。农业生产者是各类劳动力中年龄最大、女性所占比例最高、受教育年限最低的群体;外出打工者主要以年轻、男性、受教育水平较高者为主;非农产业从业者主要以男性为主、受教育水平高但所占比例很小;很大一部分已婚中年劳动力则主要以农业兼打工或者农业兼非农为主;此外,还有很少量的农村教师、行政干部等公职人员,由于这部分样本少而影响小,在后面的实证过程中将予以剔除。表2为样本农户家庭经营模式。

(三)实证结果与分析

运用由TimCoelli(1996)设计的Frontier(Version4.1)程序,使用最大似然估计法对上述模型进行估计。表3给出了有关参数及其相关检验的结果,图3则绘出了样本中五类农户的技术效率变动情况。

(1)总体来看,随机前沿生产函数估计结果良好,五类农户中农业生产的资金投入产出弹性至少通过了10%的显著性水平检验,且系数为正,说明在西部地区农业投资低水平均衡状态下,资本投入的增加可以显著增加农业产出,并在长期中形成农业生产的资本偏向型技术进步。A类农户的资金投入产出弹性最高,其他四类大体接近,说明越是资金匮乏的农户,资金投入的产出效应越高,这与白南生等[7]的研究结果相似;五类农户劳动力的产出弹性也至少通过了10%的显著性水平检验,C、D两类农户的劳动力产出弹性最高、B类次之、A类再次之、E类农户最低,即重视农业且兼业生产的农户劳动力产出弹性最大,偏重农业或者偏重非农产业生产的农户该指标值较小;土地对农户生产的贡献程度在本文的分析中为负,且A、E类农户该指标不显著。因为本文的调查样本主要集中在西部地区,农业生产的土地类型主要为纯山区、半川区、塬区、半灌溉区(部分灌溉)。农户所在地区的自然资源条件对生产存在很大影响。纯山区和半山区由于农业资源禀赋条件差、交通不便,尽管家庭耕地比较多,但产出低下。塬区和有一定灌溉条件的村庄地处比较平坦的地区,交通便利,但土地资源相当有限,无法实现较高的土地产出弹性。

(2)五类农户的平均技术效率均小于1,说明西部地区农业生产曲线处在前沿生产面以下,存在技术无效率的因素。B、C、D类农户的技术效率水平较接近于1,技术效率最高。这三类农户也是本次调查中家庭经济情况最好,农业生产条件最优的。在农业兼业化生产过程中,这三类农户通过农业剩余积累和非农业生产获得的资金收入,一方面,有效的替代了逐渐转移出去的劳动力,另一方面在长期的生产过程中资本逐步深化,资本偏向的技术创新最先在该三类农户中出现,导致了产出效率的提高和收入的增加。A类农户和E类农户是截然相反的两类群体,前者主要集中于农业生产,资本积累有限,技术进步缓慢。后者则主要从事个体经营,尽管资金充裕,但半专业化于非农业经营,甚至出现转包土地和土地撂荒现象,农业生产的技术效率最低。

(3)五类农户内部来看,个体农户间技术效率存在差异。与平均技术效率差异相似,A类、E类农户间差异较大,B类、C类和D类内部农户间技术效率差异较小。这种差异的存在是合理的,可能一方面来自农户所处的生产自然条件,另一方面则来自于农户对剩余劳动力的配置决策和干中学的知识、技术积累。

四、结论

农业剩余劳动力的非农转移是改革开放三十年间中国转型经济成功发展过程中最引人瞩目的经济社会现象之一。这种转移是理性转移者个人对较高收入的一种回应,它在提高转移者个人收益的同时,也对农业生产和农村经济的发展产生着深远的影响。借助于对“拉尼斯—费景汉模型”的扩展,本文分析了剩余劳动力转移与农业部门的技术进步这一问题。本文认为农村劳动力的流动与转移带来农户收入的增加,农户通过部门内融资、部门间融资筹措的生产性资金的投入,可以使农业部门在短期内产生资本偏向型的技术创新,实现产量的增加。在长期中,农业部门将走上一条资本深化的现代农业部门发展之路。运用西部地区八个样本村农户的微观调查数据,采取随机前沿分析方法所得到的结果验证了本文的理论机制,五类农户的技术效率随家庭经营模式和资本偏向型创新程度的不同而不同,其中劳动力流动比较明显的农户技术效率相对比较高。由此可见,农村劳动力流动并不必然对农业发展造成负面影响,相反农村劳动力流动与转移是农业技术进步和现代化发展的必要条件。