張海波

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，武漢 430073）

農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響研究

張海波

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，武漢 430073）

在我國(guó)，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移一直陪伴著國(guó)家工業(yè)化、現(xiàn)代化的過(guò)程。根據(jù)經(jīng)典的二元經(jīng)濟(jì)理論，勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移對(duì)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)有著重要的影響。文章運(yùn)用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法以及改進(jìn)的比較勞動(dòng)生產(chǎn)率法分別對(duì)我國(guó)各地區(qū)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)水平及農(nóng)村剩余勞動(dòng)力進(jìn)行估算，利用估算的數(shù)據(jù)建立面板回歸模型從實(shí)證角度分析農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響，并據(jù)此提出政策建議。

農(nóng)村剩余勞動(dòng)力；全要素生產(chǎn)率；隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)

0　引言

改革開(kāi)放35周年來(lái)，我國(guó)在世界地位迅速崛起，綜合國(guó)力不斷提升，實(shí)現(xiàn)了快速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉是全要素生產(chǎn)率的持續(xù)提高，而資源的優(yōu)化配置對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)有較深刻的影響，其中勞動(dòng)力資源的流動(dòng)轉(zhuǎn)移是一個(gè)重要的因素，這在發(fā)展中國(guó)家尤為如此。

在我國(guó)，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移一直陪伴著國(guó)家工業(yè)化、現(xiàn)代化的過(guò)程，農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)從1978年的28318萬(wàn)人下降到2013年的24171萬(wàn)人，占總勞動(dòng)力的比例從70.5%降到31.4%。農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要途徑，實(shí)現(xiàn)國(guó)家繁榮富強(qiáng)，民族復(fù)興的重要舉措。因此，在當(dāng)前新型城鎮(zhèn)化的趨勢(shì)下，隨著“劉易斯拐點(diǎn)”的漸近，研究分析農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響有著重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

1　全要素生產(chǎn)率和農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的估計(jì)

1.1全要素生產(chǎn)率的估計(jì)

1.1.1隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型的設(shè)定

本文建立基于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機(jī)前沿模型。對(duì)于隨機(jī)誤差項(xiàng)v的分布采用通常的做法，假定為服從均值為0的正態(tài)分布。具體模型表達(dá)如下：

其中，y是產(chǎn)出，x是投入要素，i是區(qū)域變量，t是時(shí)間變量，m，n表示投入要素的類(lèi)型資本K和勞動(dòng)力L。v，u相互獨(dú)立，且獨(dú)立于其他變量。

設(shè)定反映區(qū)域差異的技術(shù)無(wú)效率模型如下：

本文采用極大似然一步估計(jì)法，利用frontier4.1軟件對(duì)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

技術(shù)效率水平TE可從模型估計(jì)結(jié)果中直接獲取，技術(shù)效率的變化率可通過(guò)下式計(jì)算：

估計(jì)出模型參數(shù)后，技術(shù)進(jìn)步率可通過(guò)下式計(jì)算：

全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率

1.1.2數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

（1）產(chǎn)出（Y）

本文以各省、自治區(qū)或直轄市1978年到2012年的生產(chǎn)總值來(lái)度量各地區(qū)的產(chǎn)出水平，記為Y。為了消除通貨膨脹的影響，利用GDP平減指數(shù)將各地區(qū)生產(chǎn)總值換算成1978年的價(jià)格，單位億元。

（2）資本存量（K）

采用當(dāng)前學(xué)術(shù)界較常用的永續(xù)盤(pán)存法對(duì)資本存量進(jìn)行測(cè)算，公式如下：

其中，K表示資本存量，I表示當(dāng)年資本增加，δ表示折舊率，i為地區(qū)變量，t為時(shí)間變量。

選取孫輝等（2010）[1]估算的中國(guó)各地區(qū)資本存量數(shù)據(jù)中1978年的資本存量作為本文的初始資本存量。

參考張軍（2004）[2]的做法，采用各地區(qū)固定資本形成總額來(lái)度量各地區(qū)的當(dāng)年資本增加額。同時(shí)，利用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)將其換算成以1978年價(jià)格計(jì)算的固定資本形成總額。1992年之后的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，1991年之前的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)由單豪杰（2008）[3]估算的固定資產(chǎn)投資平減指數(shù)代替。

折舊率本文參考孫輝等（2010）[22]的做法，選取為6%。

資本存量變量記為K，1978年價(jià)格，單位億元。

（3）總勞動(dòng)力（L）

本文以各省、自治區(qū)或直轄市1978年到2012年的地區(qū)就業(yè)總數(shù)來(lái)度量各地區(qū)的勞動(dòng)力投入水平，記為L(zhǎng)，單位萬(wàn)人。

除上述提到的來(lái)源于有關(guān)文獻(xiàn)的數(shù)據(jù)外，其他數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及各地區(qū)統(tǒng)計(jì)局。

1.1.3估計(jì)結(jié)果及其分析

（1）模型估計(jì)結(jié)果

采用極大似然一步估計(jì)法，利用frontier4.1軟件對(duì)由式（1）和式（2）組成的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1　隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型估計(jì)結(jié)果

從估計(jì)結(jié)果表1可以看出，隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型具有較好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，t檢驗(yàn)顯示絕大部分參數(shù)都在1%的水平上顯著，對(duì)數(shù)似然比檢驗(yàn)拒絕了不存在技術(shù)無(wú)效的原假設(shè)，表明模型假設(shè)存在技術(shù)無(wú)效的正確性。另外，效率方程的各項(xiàng)系數(shù)均顯著有效，表明技術(shù)效率水平在區(qū)域間存在顯著差異，且技術(shù)效率水平按東部、中部、西部逐漸降低。

（2）結(jié)果分析

利用表1的估計(jì)結(jié)果，結(jié)合式（3）、（4）和（5）計(jì)算各區(qū)域的平均全要素生產(chǎn)率指數(shù)、技術(shù)效率水平和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)，見(jiàn)表2。

表2　各區(qū)域平均全要素生產(chǎn)率指數(shù)、技術(shù)效率水平和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)

由表2可以看出：第一，各區(qū)域各指數(shù)的總體變動(dòng)趨勢(shì)與全國(guó)平均水平基本一致。第二，各區(qū)域各指數(shù)間存在顯著差異。全要素生產(chǎn)率指數(shù)、技術(shù)效率水平及技術(shù)進(jìn)步指數(shù)均按東部、中部、西部逐漸下降。尤其是技術(shù)效率水平的差異最為顯著，平均技術(shù)效率水平東部為0.9966，中部為0.7292，西部為0.6329。

1.2農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的估計(jì)

1.2.1農(nóng)村剩余勞動(dòng)力測(cè)算模型

農(nóng)村剩余勞動(dòng)力具體測(cè)算模型表達(dá)如下：

其中，r表示價(jià)格調(diào)整系數(shù)，即農(nóng)業(yè)品和社會(huì)綜合產(chǎn)品的交換價(jià)格比例，LS表示農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力，L1表示實(shí)際農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)，GDP1表示農(nóng)業(yè)增加值，V表示社會(huì)平均勞動(dòng)生產(chǎn)率，GDP表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，L表示全社會(huì)從業(yè)人數(shù)。

價(jià)格調(diào)整系數(shù)r的計(jì)算如下：

根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局相關(guān)資料，1952年我國(guó)勞均播種面積為0.8158公頃，基本維持滿負(fù)荷工作。[4]因此，本文假設(shè)1952年我國(guó)不存在剩余勞動(dòng)力，此時(shí)農(nóng)業(yè)部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率等于社會(huì)平均勞動(dòng)生產(chǎn)率，則有下式成立：

另外，當(dāng)社會(huì)產(chǎn)品全部為農(nóng)業(yè)品時(shí)，應(yīng)當(dāng)有r=1，隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)品份額的下降，r將逐漸上升。同時(shí)，本文的產(chǎn)出數(shù)據(jù)均按1952年價(jià)格計(jì)算。因此，可根據(jù)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出份額進(jìn)行差值處理，得出以下價(jià)格調(diào)整系數(shù)的計(jì)算公式：

其中，α表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出份額。

本文定義的農(nóng)村勞動(dòng)力剩余率具體計(jì)算公式如下：

其中，LSR表示農(nóng)村勞動(dòng)力剩余率。

1.2.2數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

（1）總產(chǎn)出

本文以各省、自治區(qū)或直轄市1978年到2012年的地區(qū)生產(chǎn)總值來(lái)度量各地區(qū)的總產(chǎn)出水平。為了消除通貨膨脹的影響，利用GDP平減指數(shù)將各地區(qū)生產(chǎn)總值換算成1952年的價(jià)格，單位億元。

（2）農(nóng)業(yè)產(chǎn)出

本文以各省、自治區(qū)或直轄市1978年到2012年的第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值來(lái)度量各地區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平。為了消除通貨膨脹的影響，利用第一產(chǎn)業(yè)GDP平減指數(shù)將各地區(qū)生產(chǎn)總值換算成1952年的價(jià)格，單位億元。

（3）總勞動(dòng)力

本文以各省、自治區(qū)或直轄市1978年到2012年的地區(qū)就業(yè)總數(shù)來(lái)度量各地區(qū)的總勞動(dòng)力投入水平，單位萬(wàn)人。

（4）農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力

本文以各省、自治區(qū)或直轄市1978年到2012年的地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)來(lái)度量各地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入水平，單位萬(wàn)人。

以上數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及各地區(qū)統(tǒng)計(jì)局。

1.2.3估計(jì)結(jié)果及其分析

根據(jù)式（7）、（9）、（10）對(duì)我國(guó)各地區(qū)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力及剩余率進(jìn)行測(cè)算，測(cè)算結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出：第一，改革開(kāi)放以來(lái)，全國(guó)及各區(qū)域的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力數(shù)量總體上均呈上升趨勢(shì)，各年的平均農(nóng)村剩余勞動(dòng)力分別為全國(guó)15541.55萬(wàn)，東部5678.03萬(wàn)，中部4584.30萬(wàn)，西部4905.14萬(wàn)。第二，各區(qū)域間的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力數(shù)量存在明顯差異，其中東部農(nóng)村勞動(dòng)力剩余量最多，其次是西部，而中部農(nóng)村剩余勞動(dòng)力數(shù)量最少。第三，各區(qū)域的農(nóng)村勞動(dòng)力剩余率均呈現(xiàn)出波動(dòng)的趨勢(shì)，與改革初期相比，東部近年的剩余率略微下降，其他區(qū)域的剩余率均高于改革初期水平。

2　實(shí)證分析

2.1面板數(shù)據(jù)模型的設(shè)定

本文將我國(guó)1978—2012年29個(gè)地區(qū)的數(shù)據(jù)按行政區(qū)域劃分為東部、中部、西部三個(gè)區(qū)域，分別建立面板回歸模型對(duì)研究的問(wèn)題進(jìn)行分析。具體模型如下：

其中，i是地區(qū)標(biāo)識(shí)，t是時(shí)間變量，tfp表示全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，表示農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，u是獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，α表示地區(qū)效應(yīng)，β為解釋變量系數(shù)。具體進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸時(shí)，采用去除百分比的數(shù)據(jù)。

本文為了避免選取控制變量的隨意性，借鑒干春暉等（2011）[5]的做法，引入全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)和農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的交互項(xiàng)對(duì)其他影響因素進(jìn)行控制，從而面板數(shù)據(jù)模型變?yōu)椋?/p>

同時(shí)，對(duì)式（20）進(jìn)行差分處理消除個(gè)體效應(yīng)，得到差分模型：

2.2模型估計(jì)結(jié)果

本文將我國(guó)劃分為東部，中部、西部三個(gè)區(qū)域，利用面板廣義矩估計(jì)對(duì)面板回歸模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4　模型估計(jì)結(jié)果

表4中各項(xiàng)J統(tǒng)計(jì)量p值表明選取的工具變量不存在過(guò)度識(shí)別，模型的估計(jì)結(jié)果是合理的。從模型的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，各項(xiàng)回歸的β1和β2的值均大于零且顯著，表明三個(gè)區(qū)域的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移均對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)有著顯著的促進(jìn)作用，且農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與其他因素的相互影響也能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，只是在不同區(qū)域這種作用存在一定程度的差異。這可能是因?yàn)槲覈?guó)區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，技術(shù)水平及生產(chǎn)效率水平存在差異，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不一致以及勞動(dòng)力資源配置情況的差異等原因。另外，各項(xiàng)回歸的值大于1，這意味著農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響不僅取決于農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移本身，而且還與全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)速度相關(guān)。當(dāng)全要素生產(chǎn)率下降速度較快時(shí)，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的逆向轉(zhuǎn)移對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的抑制作用不明顯，當(dāng)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)時(shí)，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的逆向轉(zhuǎn)移對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)具有明顯的抑制作用。

由表4的計(jì)算結(jié)果可以看出，總體上農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)具有正面作用，但是這種作用存在地區(qū)差異。我們可以看到，東部農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的效應(yīng)最大，其次是西部，再次是中部。這可能主要是因?yàn)檗r(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的效應(yīng)主要與產(chǎn)業(yè)間生產(chǎn)效率的差異和農(nóng)業(yè)部門(mén)的就業(yè)比例及規(guī)模相關(guān)，而東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)間的生產(chǎn)效率差異最大，西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)部門(mén)就業(yè)比例及產(chǎn)出比例最大。

3　結(jié)論與建議

（1）改革開(kāi)放以來(lái)，全國(guó)及各區(qū)域的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力數(shù)量總體上均呈上升趨勢(shì)，各年的平均農(nóng)村剩余勞動(dòng)力分別為全國(guó)15541.55萬(wàn)，東部5678.03萬(wàn)，中部4584.30萬(wàn)，西部4905.14萬(wàn)。各區(qū)域的農(nóng)村勞動(dòng)力剩余率均呈現(xiàn)出波動(dòng)的趨勢(shì)，與改革初期相比，東部近年的剩余率略微下降，其他區(qū)域的剩余率均高于改革初期水平。

（2）當(dāng)不存在資本流動(dòng)障礙，資本要素不存在錯(cuò)配時(shí)，TFP增長(zhǎng)率僅與勞動(dòng)錯(cuò)配系數(shù)的變化率，部門(mén)年均產(chǎn)出份額及勞動(dòng)產(chǎn)出彈性相關(guān)。隨著農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，勞動(dòng)力錯(cuò)配情況改善速度的加快，全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)也加快。

（3）三個(gè)區(qū)域的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移均對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)有著顯著的促進(jìn)作用，且農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與其他因素的相互影響也能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，但是這種作用存在地區(qū)差異，東部農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的效應(yīng)最大，其次是西部，再次是中部。農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響不僅取決于農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移本身，而且還與全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)速度相關(guān)。

根據(jù)本文的研究提出以下政策建議：

（1）加大R&D投入，提高技術(shù)效率水平

政府有必要出臺(tái)相應(yīng)的促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新和進(jìn)步的政策，加大R&D投入，加強(qiáng)對(duì)科研人員的培養(yǎng)，提高國(guó)家整體的技術(shù)效率水平。鑒于中、西部地區(qū)在全要素生產(chǎn)率水平、技術(shù)效率水平及技術(shù)進(jìn)步上都落后于東部地區(qū)，因此在政策上應(yīng)當(dāng)給予中、西部地區(qū)更多的傾斜。

（2）加快農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移

本文研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)有著顯著的促進(jìn)作用，因此，我們應(yīng)當(dāng)采取相應(yīng)的措施以加快農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，促進(jìn)我國(guó)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，例如調(diào)整農(nóng)村土地政策；改革戶籍管理制度；建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的勞動(dòng)力市場(chǎng)等等。

[1]孫輝，支大林.對(duì)中國(guó)各省資本存量的估計(jì)及典型性事實(shí)：1978—2008[J].廣東金融學(xué)院學(xué)報(bào)，2010,（3）.

[2]張軍，吳桂英，張吉鵬.中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004,（10）.

[3]單豪杰.中國(guó)資本存量K的再估算：1952—2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008,（10）.

[4]雷武科.中國(guó)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移研究[M].北京：中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社.2008．

[5]干春暉，鄭若谷，余典范.中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和波動(dòng)的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011,（5）.

（責(zé)任編輯/易永生）

F240

A

1002-6487（2016）22-0098-04

張海波（1963—），男，湖北公安人，博士，副教授，研究方向：經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)。