中國農(nóng)村勞動力轉移對經(jīng)濟增長的貢獻

李旭輝 彭現(xiàn)美 馬成文

(安徽財經(jīng)大學，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

長期以來，經(jīng)濟增長問題備受關注。眾多研究增長的經(jīng)濟學家已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，國家間人均收入的差異主要源于生產(chǎn)要素和技術進步的差異。因此，一國可以通過增加勞動力和資本積累以及采用(引進)先進的技術促進經(jīng)濟增長(Solow,1956;Lucas,1988;Romer,1990)。這些早期的研究假設市場是完善的，資源能夠自由流動，從而實現(xiàn)最優(yōu)配置。然而，近期的一些研究發(fā)現(xiàn)(發(fā)展中國家的)市場往往是不完善的，生產(chǎn)要素并不能實現(xiàn)自由流動，資源誤配(misallocation)使得相同的生產(chǎn)要素在同一經(jīng)濟體內(nèi)存在巨大的回報率差異(Banerjee et al.,2005)。因此，除技術進步外，市場完善(資源錯配)程度為觀察到的國家(地區(qū))間勞動、資本報酬和人均收入差異提供了新的解釋(Caselli,2005；Alfaro,2008;Brandt et al.,2009;Hsieh et al.,2009)。

城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構是發(fā)展中國家的一個典型特征，龐大而落后的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門和新興的現(xiàn)代工業(yè)部門并存，經(jīng)濟發(fā)展伴隨著大量的農(nóng)村剩余勞動力從農(nóng)業(yè)部門轉移到工業(yè)部門的人口遷移過程(Lewis,1954;Ranis et al.,1964;Harris et al.,1970)。勞動力從生產(chǎn)率低下的農(nóng)業(yè)部門轉移到高生產(chǎn)率的工業(yè)部門，改善了部門間的要素配置(降低了資源錯配程度)，從而促進了經(jīng)濟增長。改革開放以來，中國的經(jīng)濟增長同樣伴隨著農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)轉移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)這樣一個過程，國內(nèi)已有不少學者分析了農(nóng)村勞動力轉移的經(jīng)濟效應，包括農(nóng)村勞動力轉移對輸出地和輸入地的影響(李實，1997；李俊鋒 等，2005；龔玉泉 等，2002；陳朔 等，2005)、對居民經(jīng)濟福利的影響(杜鑫，2010；樊士德，2014)、對地區(qū)間(城鄉(xiāng))收入差距的影響(姚枝仲 等，2003；段均 等，2011)，以及對總體經(jīng)濟增長的影響(胡永泰，1998；潘文卿，1999；蔡昉 等，2001；李勛來 等，2005；張廣婷 等，2010；齊明珠，2014)。

本文在以下三個方面推進了以往的研究：首先，通過構建兩部門增長模型，從理論上分析農(nóng)村勞動力轉移作用于勞動生產(chǎn)率和產(chǎn)出增長的渠道，并運用增長核算方法證實理論模型的推論。其次，采用跨度更長的時間序列數(shù)據(jù)實證分析農(nóng)村勞動力轉移對經(jīng)濟增長的貢獻，并分時期探討不同階段(改革開放前和改革開放后)農(nóng)村勞動力轉移貢獻的變化。最后，通過與以往其他學者的研究進行橫向?qū)Ρ龋怀霰疚难芯糠椒ǖ膭?chuàng)新之處，證實本文研究結論的可靠性和穩(wěn)健性。

二、理論框架和方法

(一)增長核算：兩部門框架

本研究的理論框架借鑒了Chenery et al.(1986)和張廣婷等(2010)。假設經(jīng)濟中有兩個生產(chǎn)部門：農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門。經(jīng)濟總產(chǎn)出Y=AL， 其中，S=A表示(勞動)生產(chǎn)率，L表示勞動力數(shù)量(就業(yè)人口)*在這一簡單的函數(shù)設定下，A實際上隱含了除勞動力數(shù)量之外的一切其它影響產(chǎn)出的因素的貢獻。。與此相對應，農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)技術為Ya=AaLa，非農(nóng)部門的生產(chǎn)技術為Yna=AnaLna，其中，Aa和Ana分別表示農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率，La和Lna分別表示農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門就業(yè)人口，并滿足La+Lna=L。對總產(chǎn)出函數(shù)Y=AL兩邊同時取對數(shù)：

Log Y=Log A+Log L

(1)

兩邊同時對時間求導：

(2)

總產(chǎn)出增長率可以分解為勞動生產(chǎn)率增長率和勞動力增長率之和，勞動生產(chǎn)率增長和勞動力增長對經(jīng)濟增長的貢獻分別記為CA=gA/

gY和CL=gL/

gY。簡單起見，我們假設勞動力增長率取決于人口結構變化和人口增長率，與勞動力轉移(部門間流動)無關*實際上，勞動力部門間流動可能導致家庭生育決策發(fā)生變化，從而影響人口結構和就業(yè)人口增長率。為了簡單起見，本文忽略了這種可能。。因此，勞動力轉移將通過作用于勞動生產(chǎn)率這一渠道影響經(jīng)濟增長。對勞動生產(chǎn)率做下述分解：

(3)

A=Aaδa+Anaδna

(4)

對式(4)兩邊取自然對數(shù)得：log A=log(Aaδa+Anaδna)。兩邊同時對時間求導：

(5)

gA=θ1(gAa+gδa)+θ2(gAna+gδna)

(6)

由式(6)可知，總勞動生產(chǎn)率的增長率可以分解為兩個部分：第一部分為農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率增長率的加權平均θ1gAa+θ2gAna，第二部分為農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門就業(yè)份額變動(增長率)的加權平均θ1gδa+θ2gδna。

(二)農(nóng)村勞動力轉移的貢獻

如果農(nóng)村勞動力轉移僅僅影響兩個部門就業(yè)份額增長率，那么農(nóng)村勞動力轉移對勞動生產(chǎn)率增長和經(jīng)濟增長的貢獻可簡單地表示為：

(7)

這一簡單情形對應于張廣婷等(2010)。然而，式(7)既可能高估也可能低估了農(nóng)村勞動力轉移的貢獻。首先，部門實際就業(yè)份額變化由部門從業(yè)人口自然增長率和轉移率決定，將部門就業(yè)份額變化完全歸功于勞動力轉移可能會高估了其貢獻。其次，農(nóng)村勞動力轉移不僅會影響部門就業(yè)份額增長率，而且會影響兩個部門的勞動生產(chǎn)率的增長率。式(7)忽略了勞動力轉移對部門勞動生產(chǎn)率增長的貢獻，因此，很可能低估了農(nóng)村勞動力轉移的實際貢獻。最后，農(nóng)村勞動力轉移還會影響兩個部門勞動生產(chǎn)率和就業(yè)份額本身(水平效應)，即農(nóng)村勞動力轉移可能作用于參數(shù)θ1和θ2*因此，參數(shù)θ1和θ2是兩個變量(隨時間變化)，而不是兩個常數(shù)值。。

為了更為準確地度量農(nóng)村勞動力轉移的實際貢獻，克服式(7)可能存在的缺陷，本文做出以下修正：

(1)估算農(nóng)村勞動力轉移對各部門就業(yè)份額變化的實際貢獻。如果不存在勞動力轉移，那么鄉(xiāng)村勞動力將全部滯留于農(nóng)業(yè)部門，農(nóng)業(yè)部門勞動力占總勞動力的份額δa將與鄉(xiāng)村勞動力占總勞動力的份額δr相等，非農(nóng)部門勞動力占總勞動力的份額δna與城鎮(zhèn)勞動力占總勞動力的份額δu相等，即δa=δr，δna=δu。如果有一部分農(nóng)村勞動力轉移到了非農(nóng)部門，則有δa<δr，δna>δu。因此，δa和δr，δna和δu之間增長率的差異(gδa-gδr,gδna-gδru)才真正度量了勞動力轉移對各部門勞動力份額變動(增長率)的實際貢獻。

(2)估算農(nóng)村勞動力轉移對各部門勞動生產(chǎn)率增長的貢獻。假設不存在勞動力轉移的情況下，農(nóng)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率將以α0的速度增長，非農(nóng)部門的勞動生產(chǎn)率將以β0的速度增長，勞動力轉移使得農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率的實際增長率為gAa，非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率的實際增長率為gAna。那么勞動力轉移對兩個部門勞動生產(chǎn)率增長和產(chǎn)出增長的貢獻分別為：

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

(13)

三、實證分析

(一)數(shù)據(jù)來源和變量界定

(二)中國農(nóng)村勞動力轉移的歷史路徑

以中國實行改革開放(1978年)為臨界點，我們將中國農(nóng)村勞動力(非農(nóng))轉移分為改革開放前和改革開放后兩個階段，每個階段內(nèi)的不同時間段，農(nóng)村勞動力轉移也可能呈現(xiàn)出截然不同的趨勢，反映了該時期特有政治、經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)政策和勞動力市場規(guī)制政策的特征。圖1描述了1952—2013年中國農(nóng)村勞動力轉移(非農(nóng)就業(yè))的演變路徑。

圖1 中國農(nóng)村勞動力轉移人數(shù)(非農(nóng)就業(yè)人數(shù))(1952—2013)

1.改革開放前勞動力資源計劃配置階段(1952—1978)

該時期中國農(nóng)村勞動力轉移的總體特征表現(xiàn)為：轉移數(shù)量較少，增長緩慢，唯一出現(xiàn)大幅波動的時期集中在“大躍進”期間(1958—1960)。新中國成立后的經(jīng)濟恢復期(1952—1957)內(nèi)，雖然國家并沒有出臺一系列限制勞動力流動的政策，但該時期勞動力轉移數(shù)量很低。抗日戰(zhàn)爭和解放戰(zhàn)爭之后，全國百廢待興，新成立的中央政府制定了一系列恢復和發(fā)展國民經(jīng)濟的政策(1953—1957年的第一個五年計劃)。農(nóng)村地區(qū)，進行土地的集體化改革，成立初級社、高級社，繼而建立人民公社。城鎮(zhèn)地區(qū)，對私營個體戶和私營工商業(yè)進行社會主義改造，進行大規(guī)模的基礎設施投資，恢復和發(fā)展城市工業(yè)經(jīng)濟，為社會主義工業(yè)化奠定基礎?！按筌S進”時期(1958—1960)，農(nóng)村勞動力(非農(nóng))轉移出現(xiàn)一次大跳躍，1958年農(nóng)村勞動力中非農(nóng)就業(yè)人數(shù)從1957年的1257萬人躍升至5810萬人，在全民大煉鋼鐵、大辦鐵路，“趕英超美”的激進口號和社會氛圍下，農(nóng)村勞動力轉向非農(nóng)就業(yè)的人數(shù)激增，該時期流入到城鎮(zhèn)的人口也出現(xiàn)了增長。1958年以后，中國開始執(zhí)行城鄉(xiāng)二元戶籍制度，按戶籍將居民分為“農(nóng)村居民”和“城鎮(zhèn)居民”，實施不同的就業(yè)制度，嚴格限制農(nóng)村人口流向城鎮(zhèn)。隨著中央逐步意識到“大躍進”運動的錯誤，開始引導各地區(qū)勞動力回歸正常生產(chǎn)工作，農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的人數(shù)逐步回落，“大躍進”結束后的1961年，農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)人數(shù)降至507萬人。1961—1977年農(nóng)村勞動力轉移出現(xiàn)停滯，17年間大多數(shù)年份農(nóng)村勞動力中非農(nóng)就業(yè)人數(shù)低于500萬人，到1977年農(nóng)村勞動力中非農(nóng)就業(yè)人數(shù)僅增至907萬人。

2.改革開放后勞動力資源市場配置階段(1978—2013)

1978年改革開放以來，農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉移出現(xiàn)顯著增長，總體特征表現(xiàn)為，農(nóng)村勞動力轉移人數(shù)劇增，部分時期出現(xiàn)階段性逆行趨勢。改革開放初期(1978—1988)，農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉移迅速增長。1977年底在安徽小崗村發(fā)起的家庭承包制成效顯著*早期這一制度安排被稱為“家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制”，后改為“家庭承包制”。，迅速在全國范圍廣泛施行，“留足國家的，交足集體的，剩余的都是自己的”這一制度安排極大地激勵了農(nóng)戶的積極性，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出實現(xiàn)了大幅增長。與此同時，計劃經(jīng)濟體制下人民公社內(nèi)“隱性失業(yè)”問題也顯現(xiàn)出來，農(nóng)村大量剩余勞動力開始在非農(nóng)領域?qū)ふ揖蜆I(yè)機會。國家出臺了一系列政策，推進鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展，鼓勵農(nóng)村勞動力就地轉移。80年代中期開始，農(nóng)業(yè)增收減緩，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)異軍突起，農(nóng)村勞動力開始大規(guī)模轉移到非農(nóng)生產(chǎn)，這一階段農(nóng)村勞動力轉移的主要特征是：離土不離鄉(xiāng)，進廠不進城。1989—1991年農(nóng)村勞動力轉移出現(xiàn)了短暫的停滯徘徊時期，經(jīng)過了改革開放后第一輪經(jīng)濟高速增長，經(jīng)濟發(fā)展中一系列潛在的問題和社會矛盾逐漸凸顯，1989年開始的一系列風波和整頓使農(nóng)村勞動力轉移出現(xiàn)短暫逆行(1989年轉移人數(shù)出現(xiàn)小幅下降)和停滯徘徊(1990年和1991年)。隨著改革力度進一步加大和社會主義市場經(jīng)濟制度的建立，1992—1997年農(nóng)村勞動力轉移重新步入快速增長的軌道，農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)人數(shù)年均增幅1000萬人以上。隨后的1998—2003年農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)人數(shù)出現(xiàn)一段下行時期，1997年底爆發(fā)的亞洲金融危機席卷了東南亞的大部分國家和地區(qū)，受到亞洲金融危機的影響，中國經(jīng)濟增速出現(xiàn)回落，眾多出口導向型企業(yè)對農(nóng)村勞動力需求出現(xiàn)下降。與此同時，國有企業(yè)改革導致大量城鎮(zhèn)工人下崗，城鎮(zhèn)自身的就業(yè)矛盾凸顯，部分轉移的農(nóng)民工出現(xiàn)回流，農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)人數(shù)劇減。2004—2008年中國經(jīng)濟重新邁入一段高速增長期，沿海城市對農(nóng)村勞動力的需求激增，農(nóng)村勞動力轉移人數(shù)又出現(xiàn)了新一輪的高速增長。20世紀90年代和21世紀以來的兩個農(nóng)村勞動力轉移量高速增長時期與20世紀80年代改革開始的頭10年的那段高速增長期的一個顯著區(qū)別在于，前一個時期表現(xiàn)為就地轉移，后兩個時期農(nóng)村勞動力轉移人數(shù)劇增伴隨著人口的大規(guī)?？绲貐^(qū)流動，主要是從中西部地區(qū)向沿海地區(qū)流動。2008年底爆發(fā)了全球金融危機，使得2009年農(nóng)村勞動力轉移人數(shù)出現(xiàn)大幅下降(民工返鄉(xiāng)潮)。此后，農(nóng)村勞動力轉移人數(shù)出現(xiàn)了小幅恢復性增長。目前將近4億的農(nóng)村勞動力中，大約有1.5億從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)*我們僅僅分析了統(tǒng)計口徑中被界定為農(nóng)村勞動力(鄉(xiāng)村就業(yè)人員)從事非農(nóng)就業(yè)的情況，實際上隨著城市化的推進，戶籍制度的放松，一些轉移到城市的農(nóng)村勞動力留在了城市中，獲得了市民身份，從而不再屬于農(nóng)村勞動力的范疇。注意到自20世紀90年代以來，鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)增幅減緩，城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)開始加速上升，尤其是2000年以來，鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)出現(xiàn)了大幅下降，而城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)則出現(xiàn)大幅上升，從2.3億迅速增至當前的3.8億人。城鄉(xiāng)勞動力數(shù)量的一增一減得益于戶籍制度的放寬和大規(guī)模城鎮(zhèn)化。。

(三)中國農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門就業(yè)份額的歷史路徑

圖2描繪了1952—2013年中國農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門就業(yè)份額的變化路徑，二者呈截然相反的變化趨勢?！按筌S進”期間(1958—1960)農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門就業(yè)份額出現(xiàn)了劇烈震蕩，1957年農(nóng)業(yè)部門的就業(yè)份額為0.81，1958年降至0.58，與此同時，非農(nóng)部門的就業(yè)份額則從1957年的0.19上升到1958年的0.42，一年間總勞動力中的23%從農(nóng)業(yè)部門轉移至非農(nóng)部門。這一時期，經(jīng)濟畸形發(fā)展，勞動力盲目轉移，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)出現(xiàn)嚴重衰退，從而導致了1959—1961的三年“大饑荒”*眾多學者對大饑荒的原因進行了全面的分析，參見《經(jīng)濟學(季刊)》(2010)的專題研討。。經(jīng)過一系列調(diào)整，1962年農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門就業(yè)份額又重新回到了1957年“大躍進”運動前的水平。1962年開始農(nóng)業(yè)部門就業(yè)份額整體上呈下降趨勢，非農(nóng)部門就業(yè)份額呈上升趨勢，1978年以后兩個部門就業(yè)份額的變動趨勢更為顯著，1996—2003年農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)部門就業(yè)份額基本持平。2004年開始，農(nóng)業(yè)部門就業(yè)份額急劇下降，非農(nóng)部門就業(yè)份額快速上升，非農(nóng)部門就業(yè)份額從那時起超過了農(nóng)業(yè)部門就業(yè)份額，隨后二者差距呈明顯的擴大趨勢。

(四)中國勞動生產(chǎn)率和經(jīng)濟增長歷史路徑

本文理論部分的分析表明，農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉移將導致農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率和就業(yè)份額發(fā)生變化，進而作用于總勞動生產(chǎn)率，并通過這一渠道影響經(jīng)濟增長*與此同時，農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率差異(工資差異)則是農(nóng)村勞動力轉移的一大動因，早期大多數(shù)人口遷移模型中，收入因素是影響人口遷移的最重要因素。。圖3和圖4分別描述了中國1952—2013年(包含農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門)勞動生產(chǎn)率和經(jīng)濟增長的演變路徑。圖3顯示，總勞動生產(chǎn)率作為農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率的加權平均，介于農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率之間。20世紀90年代之前，總勞動生產(chǎn)率增長緩慢，尤其是改革開放之前，總勞動生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率非常接近，這與該時期農(nóng)業(yè)部門勞動力占比非常高的歷史事實相符。自1990年經(jīng)歷了一次短暫的下降后，總勞動生產(chǎn)率開始迅速增長，并逐步與農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率拉開距離，開始越來越接近非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率，并且增長路徑也與非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率相似。非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率在1990年之前經(jīng)歷了數(shù)次明顯的波動，包括1958年開始的一次劇降(“大躍進”運動)和1967年開始的另一次下降(“文革”的頭3年)。從90年代開始非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率開始加速增長，尤其在經(jīng)歷了90年代后期(亞洲金融危機)那一小段增速減緩期后，非農(nóng)部門的勞動生產(chǎn)率呈現(xiàn)跳躍式增長，迅速拉大了與農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率的(絕對)差距。改革開放(實施家庭承包制)之前，農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率增長比較緩慢，雖然沒有像非農(nóng)部門那樣經(jīng)歷多次大幅波動，但1952—1978年農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率的年均增長率僅為1.5%。推行家庭承包制以后，農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率經(jīng)歷了較平緩的波浪式增長，包括80年代前半段的平緩增長和后半段的平緩下降，以及90年代前半段的增長和90年代末期的小幅下降。從2001年開始，農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率開始呈現(xiàn)明顯的增長勢頭，2001—2013年農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率年均增長高達11.7%(1978—2000年的年均增長率為4.9%)。究其原因，該階段農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率高速增長很可能得益于新時期國家加大了對三農(nóng)的扶持力度，實施工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)的戰(zhàn)略調(diào)整。

圖4顯示了國內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)總值和非農(nóng)部門生產(chǎn)總值的變化趨勢。1952—1978年改革開放之前的20多年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)總值和非農(nóng)部門生產(chǎn)總值的增長均非常緩慢，三者幾乎重疊在一起。改革開放后，尤其是80年代中期開始，非農(nóng)部門生產(chǎn)總值和國內(nèi)生產(chǎn)總值近乎同步，呈現(xiàn)高速增長。雖然農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)總值在此期間也呈現(xiàn)比較明顯的增長，但其增長速度遠低于非農(nóng)部門。

圖3 中國總勞動生產(chǎn)率和部門勞動生產(chǎn)率(1952—2013)

圖4 中國國內(nèi)生產(chǎn)總值和部門生產(chǎn)總值(1952—2013)

(五)農(nóng)村勞動力轉移貢獻的實證分析

1.參數(shù)校準

2.農(nóng)村勞動力轉移的貢獻的核算結果

本文理論分析表明，農(nóng)村勞動力轉移不僅影響農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的勞動生產(chǎn)率和勞動份額的增長率，而且還會作用于權重參數(shù)，進而影響總勞動生產(chǎn)率和總產(chǎn)出的增長率。根據(jù)1952—2013年相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文理論模型中一些核心指標和勞動力轉移的貢獻的估算結果見表1。1952—2013年兩個權重參數(shù)θ1和θ2的均值分別為27.43%和73.56%，其中，θ1呈現(xiàn)下降趨勢，而θ2則呈現(xiàn)上升趨勢，表明總勞動生產(chǎn)率構成中，農(nóng)業(yè)部門的重要性逐漸下降，而非農(nóng)部門的重要性逐步上升。

1953—2013年總產(chǎn)出(GDP)年均增長率為8.36%，其中，改革開放前總產(chǎn)出增長率為6.09%，改革開放后增至9.86%。總勞動生產(chǎn)率增長率呈相似路徑，1953—2013年年均增長率為6.05%，1978年之前增長率僅為3.29%，而1978年以后躍升至7.90%。總就業(yè)人口增長率則呈相反變化趨勢，1953—2013年均值為2.21%，從改革開放之前的2.63%降至改革開放之后的1.91%。分部門比較，樣本期農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)出增長率均值為5.43%，非農(nóng)部門為9.72%，改革開放之前二者分別為3.53%和8.29%，改革開放以后二者分別上升至6.74%和10.61%。農(nóng)業(yè)部門就業(yè)份額增長率為負值(-1.46%)，尤其是改革開放以后，農(nóng)業(yè)部門就業(yè)份額下降得更為明顯，與此相反，非農(nóng)部門就業(yè)增長率為正，1953—2013年的年均增長3.30%。改革開放前后，農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率的增長率增幅較大，從1.54%上升到7.3%。與此同時，非農(nóng)部門的勞動生產(chǎn)率也出現(xiàn)了一定程度的增長。

表1 模型主要參數(shù)和農(nóng)村勞動力轉移的貢獻核算

注：計算各經(jīng)濟指標的增長率將導致樣本減少一年，即1952年的增長率指標缺失。

1953—2013年總產(chǎn)出增長中，勞動生產(chǎn)率的增長貢獻了72.36%，就業(yè)人口的增長貢獻了26.41%，勞動生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻不斷提高，而就業(yè)人數(shù)的貢獻逐步下降。農(nóng)村勞動力轉移對農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率的貢獻均為正值，對農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率增長的貢獻高于非農(nóng)部門(12.91%和4.81%)，改革開放之前農(nóng)村勞動力轉移對農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率增長的貢獻均為負值(-65.26%和-20.90%)，而改革開放以后二者均為正值(64.74%和27.91%)，一個可能的解釋是，改革開放前絕大多數(shù)年份農(nóng)村勞動力轉移量非常少，唯一大規(guī)模轉移出現(xiàn)在“大躍進”時期，然而這一非市場需求引發(fā)的“非農(nóng)化轉移”導致農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率的大幅下降，因此，該時期勞動力轉移對勞動生產(chǎn)率的貢獻為負*“大躍進”運動時期，中國農(nóng)村大煉鋼鐵，然而煉鋼并沒有建立在農(nóng)村工業(yè)化的基礎上，缺乏煉鋼設備和科學的煉鋼方法，技術不符合規(guī)格，絕大部分地區(qū)生產(chǎn)只煉出了大量的廢鐵，造成了極大的浪費。農(nóng)村勞動力大規(guī)模轉向生產(chǎn)鋼鐵，導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)出現(xiàn)了大滑坡。。改革開放后，家庭承包制所釋放出的大量農(nóng)村剩余勞動力轉移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)(1980年至20世紀90年代初，主要表現(xiàn)為就地轉移和農(nóng)村工業(yè)化， 90年代開始逐漸轉向跨地區(qū)轉移和民工向沿海地區(qū)集聚)，提高了勞動利用效率，從而促進了兩個部門勞動生產(chǎn)率的增長。農(nóng)村勞動力轉移對農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門產(chǎn)出增長的貢獻與其對部門勞動生產(chǎn)率的貢獻相似，改革之前貢獻為負，改革之后為正。1953—2013年勞動力轉移對總勞動生產(chǎn)率和總產(chǎn)出增長的貢獻分別為20.43%和14.78%，改革開放之前二者為-4.88%和-2.62%，改革開放以后增至24.26%和19.43%，即相比于沒有勞動力轉移的基準情形，勞動力轉移(期間年均轉移量超過1億人次)使總勞動生產(chǎn)率的增長率提升了24.26%，總產(chǎn)出增長率提升了19.43%。我們將樣本期細分為改革開放前(1953—1977)、改革開放后(1978—2013)以及新世紀以來(2001—2013)三個歷史時期*如果讀者感興趣，可直接聯(lián)系作者查看相關附表。，結果顯示，新世紀以來勞動力轉移對經(jīng)濟增長和勞動生產(chǎn)率增長的貢獻變得更大了，其中，勞動力轉移對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長的貢獻分別高達164.06%和102.51%，出現(xiàn)這一異常高的貢獻率的潛在原因在于本文的理論分析框架并未考慮到農(nóng)村稅費制度改革、財政支農(nóng)、經(jīng)濟波動等外生沖擊的效果，將這些影響農(nóng)業(yè)發(fā)展的外生沖擊的貢獻也歸因于勞動力轉移的貢獻。

3.與模型的簡單情形和其它研究的比較

本文兩部門經(jīng)濟模型中的一個核心設定在于，農(nóng)村勞動力轉移不僅會影響各部門就業(yè)份額的變動，而且還會對各部門勞動生產(chǎn)率的變化產(chǎn)生影響。我們將前文的實證結果與本文模型中的簡單情形、以往的研究進行橫向比較，具體比較結果見表2。為了便于對比，我們將上文實證部分的核心結果列于表2的最上方。如果假設各部門就業(yè)份額的變化僅由勞動力轉移量決定(忽略各部門自身人口因素的影響)，并且假設勞動力轉移不影響各部門的勞動生產(chǎn)率的增長，這類似于張廣婷等(2010)的設定，其勞動力轉移對總勞動生產(chǎn)率和總產(chǎn)出增長的影響與本文的估算結果顯著不同。1953—2013年農(nóng)村勞動力轉移對總勞動生產(chǎn)率和總產(chǎn)出增長率的貢獻分別為32.95%和23.84%。分時期看：1953—1977年兩項貢獻分別為73.40%和39.63%，而本文模型設定下兩項貢獻在該時期均為負值(-4.88%和-2.64%)；1978—2013年兩項貢獻分別為19.28%和15.44%，稍微低于本文的估計結果；2001年以后兩項貢獻降至16.00%和15.24%，遠遠低于本文估計的44.58%和42.46%。本文實證分析結果顯示，農(nóng)村勞動力轉移的確會影響農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的勞動生產(chǎn)率的增長，進而影響總勞動生產(chǎn)率和總產(chǎn)出增長。因此，忽略了這一影響渠道勢必造成勞動力轉移貢獻的估計出現(xiàn)偏誤，表2中兩種假設下的比較證實了這一論斷。忽略了勞動力轉移對部門勞動生產(chǎn)率的影響使得相關估計結果出現(xiàn)嚴重偏誤，即過度高估了改革開放之前(計劃經(jīng)濟體制下行政命令引致的)勞動力轉移的貢獻*比如，“大躍進”運動時期農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉移實際上造成了農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率下降，對國民經(jīng)濟造成了嚴重的負面影響，忽略這一影響將高估該時期勞動力非農(nóng)轉移的貢獻。，而低估了改革開放以后(市場機制所引導的)勞動力轉移的貢獻。

將本文的估計結果與張廣婷等(2010)的估計結果進行橫向比較，為了確保時間上的可比性，我們估算了1997—2008年農(nóng)村勞動力轉移對總勞動生產(chǎn)率和總產(chǎn)出增長的貢獻，該時期農(nóng)村勞動力轉移對總勞動生產(chǎn)率增長的貢獻為39.24%，高于張廣婷等(2010)估算的16.33%，農(nóng)村勞動力轉移對總產(chǎn)出增長率的貢獻為35.41%，遠大于張廣婷等(2010)估算的1.72%。本文的模型與張廣婷等(2010)的模型的關鍵區(qū)別在于，本文設定了“沒有勞動力轉移”這一基準情形，通過比較實際情形與基準情形的差異來估算勞動力轉移的實際貢獻，并假設勞動力轉移能夠通過作用于部門勞動生產(chǎn)率增長來影響總勞動生產(chǎn)率的增長。我們也將估計結果與齊明珠(2014)的估計結果進行橫向?qū)Ρ?，為了與其保持一致，將時間限制在1990—2011年。該時期勞動力轉移對總勞動生產(chǎn)率增長的貢獻為38.28%，大于齊明珠(2014)估計的23.9%，勞動力轉移對總產(chǎn)出增長的貢獻為33.06%，低于齊明珠(2014)估計的63.7%。齊明珠(2014)和本研究的主要區(qū)別在于：(1)齊明珠(2014)對經(jīng)濟增長(核算)進行分解時包含了勞動利用效率(就業(yè)人口/勞動年齡人口)這個因素的貢獻，而本文未包含這一因素。(2)數(shù)據(jù)來源不同。齊明珠(2014)采用的是世界銀行數(shù)據(jù)庫，許多變量都是通過估算得出，而非利用實際統(tǒng)計值，比如就業(yè)人口是通過勞動人口和失業(yè)率計算得出，各產(chǎn)業(yè)增加值和產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口都是通過產(chǎn)業(yè)份額和產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口份額與總GDP和總就業(yè)人口計算得出。(3)對基準情形的假設不同。齊明珠(2014)關于“沒有農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉移”的假定是，將實際轉移到二、三產(chǎn)業(yè)的農(nóng)村勞動力從就業(yè)人口中剔除，即假設這部分農(nóng)村勞動力并沒有轉移到二、三產(chǎn)業(yè)，而是憑空消失了，并在此基礎上計算各部門勞動生產(chǎn)率和就業(yè)份額。

表2 本文估計結果與簡單情形、其它類似研究的比較

四、主要結論和啟示

本文構建了一個兩部門經(jīng)濟模型，在增長核算的框架下分析了農(nóng)村勞動力轉移對經(jīng)濟增長的影響。農(nóng)村勞動力轉移既會改變各部門的就業(yè)份額，也會作用于各部門的勞動生產(chǎn)率，進而對整體勞動生產(chǎn)率和總產(chǎn)出增長造成影響。通過設定“沒有勞動力轉移”這一基準情形，并對比存在勞動力轉移的真實情形和基準情形之間的差異，我們估算了農(nóng)村勞動力轉移對增長的貢獻，主要結論如下：

(1)農(nóng)村勞動力轉移提高了非農(nóng)部門就業(yè)份額的增長率(3.30%)，使農(nóng)業(yè)部門的就業(yè)份額不斷下降(-1.46%)，改革開放以后，農(nóng)業(yè)部門的就業(yè)份額的降幅更為明顯(-2.27%)。

(2)農(nóng)村勞動力轉移會影響農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的勞動生產(chǎn)率的增長，但其影響程度和作用方向在不同階段截然不同。計劃經(jīng)濟時期非市場機制引致的勞動力轉移對部門勞動生產(chǎn)率的增長造成了負面影響，改革開放后市場機制引導的農(nóng)村勞動力轉移顯著提高了農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的勞動生產(chǎn)率的增長。

(3)農(nóng)村勞動力轉移對農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門產(chǎn)出增長的影響與其對部門勞動生產(chǎn)率的影響相似，改革開放前、后存在明顯差異。計劃經(jīng)濟體制時期發(fā)生的勞動力轉移對兩個部門的產(chǎn)出增長均造成了顯著的負面影響，而改革開放后農(nóng)村勞動力轉移對兩部門產(chǎn)出增長產(chǎn)生積極影響，并且隨著市場化改革的深入，其正向貢獻不斷增加。

(4)農(nóng)村勞動力轉移對勞動生產(chǎn)率和總產(chǎn)出增長的貢獻分別為20.43%和14.78%，改革開放之前其貢獻為負(-4.88%和-2.62%)，改革開放之后的貢獻為正(24.26%和19.43%)，21世紀以來勞動力轉移的貢獻顯著提高，分別增至44.58%和42.46%。

21世紀以來總就業(yè)人口增長率已經(jīng)由改革開放前的2.6%左右降至0.5%左右，并且經(jīng)濟增長中就業(yè)人口增長的貢獻率不斷下降。因此，經(jīng)濟增長越來越依賴于勞動生產(chǎn)率的提高。本文的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村勞動力轉移通過改善勞動力資源在不同部門間的配置，促進了部門勞動生產(chǎn)率和整體勞動生產(chǎn)率的增長，從而為總產(chǎn)出增長做出了積極貢獻，并且貢獻程度呈遞增趨勢。因此，政府應該進一步采取一系列政策措施，為促進農(nóng)村勞動力轉移提供便利，包括為流動人口提供教育醫(yī)療和社會保障方面的支持，深化城鄉(xiāng)戶籍制度改革，適時適度地推進城市化，通過加強農(nóng)村勞動力的職業(yè)、技術培訓，支持城鎮(zhèn)中小企業(yè)發(fā)展。同時，也應該對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民工提供政策優(yōu)惠和資金扶持，促進農(nóng)村勞動力就地轉移和地區(qū)繁榮。

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