农村剩余劳动力转移影响因素分.docVIP

农村剩余劳动力转移影响因素分析 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。 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。 理论模型 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： （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 ， （2） ， （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： （4） 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