農村勞動力轉移影響因素與轉移數量的動態關系研究

劉顯升

內容摘要：農村勞動力轉移對于促進地區經濟增長具有重要作用。本文通過構建農村勞動力轉移影響因素的指標體系并利用主成分分析法提取影響農村勞動力轉移的主要因素后，基于VAR模型，利用脈沖響應函數和方差分解分析對農村勞動力轉移與其影響因素的動態關系進行實證分析。研究結果表明：農業現代化建設、制度改革對農村勞動力轉移都具有促進作用，并且隨著時間的推移農業現代化建設對農村勞動力轉移的影響逐漸增強，制度改革對農村勞動力轉移的影響先增強后減弱。因此促進農村勞動力轉移應加強農業現代化建設，同時深化戶籍制度改革，完善住房制度、社會保障制度。

關鍵詞：農村勞動力轉移 影響因素 主成分分析 脈沖響應 方差分解

相關研究概述

改革開放以來，我國農村勞動力轉移無論在理論上還是在實踐中都取得了巨大的成就，然而農村勞動力的轉移是一個長期復雜的過程，受到政治、經濟、社會等諸多因素的影響，不同的時期有不同的特點和不同的問題。2007、2008年我國先后提出新型城鎮化和農業現代化的發展戰略，并逐漸受到重視。在這樣的經濟大環境下，研究農村勞動力轉移的影響因素不僅要考慮傳統的影響因素，例如收入差距、產業結構、制度等因素，更是應將農業現代化和新型城鎮化對農村勞動力轉移產生的影響也考慮在內，這對實現農村勞動力的合理有效轉移將有所幫助。

國內外眾多學者對農村勞動力轉移問題進行了研究，其中較為成熟的有劉易斯（1954）的二元經濟結構理論，他認為農村剩余勞動力存在是因為傳統農業部門和現代工業部門的二元經濟分割。其后，在二元經濟理論的基礎上產生了拉尼斯-費景漢模型（1961）、喬根森模型（1961）、托達羅模型（1970）。國內學者對農村勞動力轉移問題進行了廣泛探討：李華（2005）研究了產業發展因素對農村勞動力轉移的影響：工業化初、中期，城鎮第二產業對勞動力轉移的吸納力逐漸增長，而到了工業化后期，生產自動化導致了城鎮第二產業對農村勞動力的吸納力大大減弱，而城鎮第三產業逐步增強，并漸居于主導地位；方旖旎（2009）研究了制度因素對農村勞動力轉移的影響：研究了影響我國農村勞動力轉移的戶籍制度障礙及其改革對策，指出我國要轉變從農村轉移到小城鎮的農民的農業戶籍，以便形成一元化的戶籍登記制度，并要實現以戶為中心向以人為中心的過渡；黃麗麗（2012）研究了收入因素對農村勞動力轉移的影響：通過對劉易斯模型和托達羅模型的比較分析，結合我國國情得出大力發展農村經濟、縮小城鄉收入差距是解決我國農村勞動力問題的根本途徑。

通過文獻研究發現，我國學者對農村勞動力轉移的研究大多數是從產業、制度、收入等方面進行研究，本文在此基礎上將農業現代化和新型城鎮化對農村勞動力轉移的影響也考慮在內，并對各個影響因素與農村勞動力轉移規模的動態關系進行分析。

農村勞動力轉移影響因素指標的選取

指標的選取主要從產業、收入差距、制度、農業現代化、新型城鎮化的角度考慮。

（一）產業指標

產業指標選取第二、三產業所占GDP比重之和與第一產業生產率指標。隨著就業人口在三次產業中分布結構的變動，勞動力在不同產業中轉移，首先從第一產業轉移到第二產業，又從第二產業向第三產業轉移，目前，我國第二產業占很大比例，第三產業也日漸成熟；第一產業生產率用第一產業生產總值與第一產業從業人數的比值來計算。

（二）收入指標

收入指標選用城鄉收入差距來衡量。托達羅（1970）認為，城鄉預期收入差距越大，越是吸引農村勞動力轉移到城市。農村勞動力轉移主要是為了追求更高水平的收入、更高質量的生活。

（三）制度指標

制度是決定我國城鄉二元經濟結構和勞動力市場分割局面的重要原因之一，制度因素包含許多方面，例如戶籍制度、就業制度、社會保障制度等，都對勞動力自由流動有很大的影響。本文選取城鎮失業率和勞動力自由程度兩個指標。采用轉移人數占城鎮從業人員的比重來衡量制度因素對農村勞動力轉移的影響，并稱之為勞動力自由程度，它可以反映出農村勞動力進入城市務工的難易程度（王智強等，2011）。

（四）農業現代化指標

農業現代化對農村勞動力的吸納作用主要是通過勞動者素質提高、農業發展的基礎條件得到改善、農業結構的優化等方面實現的。為利用盡可能少的指標包含更多的信息，并考慮到數據的可得性，本文選取農業水利條件、農業機械化程度衡量。利用每公頃播種面積平均農業機械總動力衡量農業機械化程度。采用有效灌溉面積衡量農業水利條件。

（五）新型城鎮化指標

新型城鎮化要求全面提升城鎮化的質量和水平，優化就業以及產業結構，注重城鄉的統籌發展、持續發展與和諧發展。相比于其他指標，它的核心在于著重強調生態和環境，因此，從資源與環境角度選取新型城鎮化指標，即建成區綠化覆蓋率、城鎮化率指標（鞏鸞，2015）。

各變量的選取及說明具體如表1所示。

農村勞動力轉移影響因素與轉移規模的動態關系分析

在進行動態研究之前，需要對已選取的指標進行主成分分析提取出主要因子并命名，并且利用其因子得分做進一步的分析。

（一）主成分分析

在進行主成分分析前，需要對數據進行KMO測度和Bartletts球體檢驗，以確定樣本數據是否可以進行主成分分析。運用SPSS17.0得出結果，其中KMO檢驗值為0.828，該數值大于0.7，Bartletts球體檢驗的卡方統計值的顯著性概率是0.000，該數值小于0.0001，適合做主成分分析。

利用SPSS17.0對已選取的指標進行主成分分析，主成分提取原則為方差累計貢獻率達到85%的前N個主成分，特征值大于1，最大收斂性迭代次數為25次，根據SPSS17.0運行結果共有2個特征值數值大于1，所以提取前2個因子，這2個因子已經反映原始變量的97.644%的信息總量，命名為F1、F2 ，并可以得到因子的得分。其成分矩陣如表2所示。

由表2看出，F1在農業機械化程度、農業水利條件載荷較大，解釋為農業現代化因子，農業現代化建設一方面要求農民的自身素質要得以提高，這樣促使更多高水平的農村勞動力轉移到城市；另一方面要求農業用現代工業、現代科學技術和現代經濟管理方法武裝起來，促使勞動生產率提高，而閑置下來的勞動力則可以轉移到城市。F2在勞動力自由程度上載荷較大，解釋為制度因子，制度一直以來都是導致我國城鄉二元經濟結構和勞動力市場分割局面的重要原因之一。下面的進一步分析由F1、F2兩個因子替代。

（二）脈沖響應函數和方差分解分析

1.單位根檢驗和協整分析。對已提取的兩個因子與轉移規模之間建立向量自回歸模型，為了避免變量數據的劇烈波動，消除數據序列的異方差性，對轉移規模Y取對數，記為lnY，其余變量均用原始變量，即F1、F2。建立向量自回歸模型之前首先要進行單位根檢驗和協整檢驗，檢驗時間序列是否平穩。檢驗結果如表3所示。

根據表3的檢驗結果可知，F1、F2的原序列變量都是平穩序列，lnY的的一階差分是平穩序列，滿足要求，所以可以進一步進行協整檢驗，協整檢驗結果如表4所示。

從表4的檢驗結果看，在5%的顯著性水平下，跡檢驗統計量和最大特征值檢驗都表明F1、F2、lnY之間存在1個協整關系， 因此F1、F2、lnY之間具有長期均衡關系。在此基礎上，可以建立向量自回歸模型。

2.向量自回歸模型。首先根據模型的AIC和SC的值判斷滯后階數，AIC和SC信息準則要求它們的值越小越好。當AIC和SC最小值的滯后期不同時進行取舍，依據LR統計量、赤池準則和信息準則檢驗等原則，利用Eviews6.0軟件可以得到各原則的檢驗結果，認為建立滯后期為2期的VAR模型最合適，即VAR（2），通過Eviews6.0軟件可以計算出VAR（2）模型的表達式為：

lnY=0.02361F1（-1）+0.046704 F1（-2）+ 0.06668F2（-1）+0.018907 F2（-2）+0.07893 lnY（-1）+0.34613lnY（-2）+ 5.026374

R2=0.995547 AIC=-6.0781705 SC= -3.98124

對建立的VAR模型進行檢驗，檢驗結果如圖1所示，對于VAR模型而言，如果模型內所有根模的倒數小于1，即方程的特征根都位于單位圓內，則該模型是穩定的，通過圖1可以判定所建的VAR（2）模型是穩定的，可以進一步進行脈沖響應函數和方差分解分析。

3.脈沖響應函數分析。為進一步研究農業現代化因素、制度因素、產業發展因素對農村勞動力轉移數量的影響，需要在已建立的VAR模型的基礎上利用脈沖響應函數進行分析，將沖擊響應期設為10期，考慮在10期內lnY對F1、F2的沖擊的動態響應過程，分析結果如圖2所示。

由圖2可以看出：農村勞動力轉移對農業現代化沖擊的響應前三期反應為負，隨后上升為正，第四期達到極大值點，第五期稍有下降，隨后持續上升，在第十期達到最大值?？傮w上，農村勞動力轉移對農業現代化的脈沖響應是正向的，表明農業現代化與勞動力轉移數量正相關。同時隨著農業現代化建設的實施，對農村勞動力轉移的影響力逐漸上升，農村勞動力轉移的數量將會持續增加；農村勞動力轉移對制度因素沖擊的響應：當期為正響應，第二期達到極大值點，隨后緩慢下降再上升，到第四期達到最大值，隨后持續下降，從第七期開始為負響應，直到第十期達到最小值。所以總體上看農村勞動力轉移對制度因素的脈沖響應是先正向后負向的，這表明在未來的前六年制度對農村勞動力轉移的影響較大，而后四年隨著制度的完善，影響較小。

4.方差分解分析。為了進一步了解每一個因子對農村勞動力轉移的貢獻率，需要進行方差分解分析。方差分解的分析結果如圖3所示。

在農村勞動力轉移的預測方差中，農業現代化建設對農村勞動力轉移的貢獻率由期初的3%逐漸上升，直到期末的23%，處于持續上升狀態，這可以理解為目前我國農業現代化建設還不夠成熟，對農村勞動力轉移的貢獻較小，隨著農業現代化建設的逐步實施，其對農村勞動力轉移的貢獻率有很大的上升空間，農業現代化的實施將帶來農村勞動力的大量轉移；制度因素對農村勞動力轉移的貢獻率呈現先增后減的趨勢，由期初的3%緩慢上升，到第四期達到最大值8%，隨后開始緩慢下降，這可以理解為我國的制度改革，例如戶籍制度改革，會對農村勞動力轉移有一定的促進作用，但隨著制度的完善，對農村勞動力的影響將會逐漸下降。

結論及對策建議

本文利用1996-2013年的時間序列數據，選取了影響農村勞動力轉移的指標，利用主成分分析法提取出2個主要因子，并命名為F1：農業現代化因子，F2：制度因子，在此基礎上建立了各個因子與農村勞動力轉移數量之間的VAR模型，并在此基礎上運用脈沖響應函數和方差分解分析對農村勞動力轉移與各個因子之間的動態關系進行分析，主要研究結論總結如下：

在所研究的區間內農村勞動力轉移與各個影響因素之間存在協整關系，說明具有長期穩定的均衡關系。在脈沖響應函數的分析中，總體上，農村勞動力轉移對農業現代化因子、制度因子的脈沖響應均為正向的，說明農業現代化建設、制度改革均對農村勞動力轉移具有促進作用。將脈沖響應和方差分解分析綜合起來可以得出：其一，農村勞動力轉移對農業現代化的脈沖響應逐漸增加，而且農業現代化對農村勞動力轉移的貢獻率也在逐漸增加，說明隨著時間的推移農業現代化建設對農村勞動力轉移的影響會逐漸增強。所以我國應注重農業現代化建設，具體說來可以從以下兩方面入手：一方面需要加大農村教育投資力度，提高勞動力自身素質，另一方面要加強農業發展基礎條件，編制和完善農田水利建設，加快農業機械化。其二，農村勞動力轉移對制度因素的脈沖響先增加后減少，而且制度因素對農村勞動力轉移的貢獻率也是先增加后下降，說明在未來的近幾年內，制度因素對農村勞動力轉移有很大影響，而隨著時間的推移影響程度將會下降。近幾年內，我國應加快制度改革，例如戶籍制度改革，因為城鄉二元經濟結構在很大程度上抑制了農村勞動力轉移，通過戶籍制度改革使從農村轉移到城鎮的勞動力享受到平等的社會地位和就業機會，這樣可以大大吸引農村勞動力轉移到城鎮。同時，完善住房制度、社會保障制度等各項制度，使進城務工的農民工能得到公平的待遇，降低勞動力轉移的成本，促進農村勞動力合理有效轉移。

參考文獻：

1.Lewis A W. Economic Development with Unlimited Supplies of Labor[J].Manchester School of Economic and Social Studies，1954，22

2.Fei C H and Rains G A. Theory of Economic Development[J].American Economic Review，1961，9

3.Jorgenson W E. The Development of a Dual[J].Economic Journal，1961，11

4.Todaro M R. A Model Of Labor Migration and Urban Unemployment in Less Developed Countries[J].American Economic Review，1970，5

5.李華.我國農業剩余勞動力轉移分析[J].臺聲·新視角，2005，11

6.方旖旎.我國農業剩余勞動力轉移與戶籍制度改革[J].廣東農業科學，2009，12

7.黃麗麗.淺析我國農村剩余勞動力的轉移途徑[J].延邊黨校學報，2012，6

8.王智強，劉超.中國農村勞動力遷移影響因素研究[J].當代經濟科學，2011，1

9.鞏鸞.新型城鎮化建設視角下農村剩余勞動力轉移問題研究[J].東方企業文化，2015，1

10.陸學藝.中國社會形勢分析與預測[M].社會科學文獻出版社，2004