導語：如何才能寫好一篇中國勞動力分析，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

【關鍵詞】中國 中亞五國 勞動力市場 比較分析

世界經濟的發展離不開勞動力資源，只有在擁有充足勞動力的前提下才可以更好的推動本國經濟的發展。因此，充分利用本國勞動力市場中的勞動力資源是極為重要的，所以，各國在發展的過程中，一定要對本國勞動力市場發展的具體情況有一個詳細的了解，這樣才可以更好的幫助本國在發展經濟的過程中制定相關的政策，運用勞動力資源，從而，使得勞動力資源實現其自身的價值。為了更好地了解中國與中亞五國勞動力市場發展的基本情況，所以，將它們的勞動力市場進行比較分析，使得我們可以更加清楚、明白的了解實際情況。

一、“一帶一路“背景下研究中亞國家勞動力市場的意義

隨著我國“一帶一路”經濟發展政策的提出，也就意味著我國將會加強與“絲綢之路經濟帶”的經濟聯系。“絲綢之路經濟帶”包括以下國家：中亞五國、俄羅斯以及歐洲一些國家。“一帶一路”國家經濟發展戰略的推進，這會加強我國與中亞五國之間的交流與合作。為了更好的促進兩國之間經濟發展與貿易往來，對兩個國家進行勞動力市場的分析可以為今后兩個國家的合作提供基礎和前提，方便兩國之間增進彼此的了解，能夠更加充分合理的制定相關的經濟政策和進行合理的貿易往來，加強中國與中亞五國之間的勞動力流通，從而，提高中國與中亞五國勞動力資源利用效率。

二、中國與中亞國家勞動力市場發展現狀

第一，中國勞動力市場發展的現狀。中國勞動力市場指的是中國的勞工供求市場，其也可以被叫做勞動市場、職業市場、人力市場、就業市場。首先，我國是世界上勞動力資源最豐富的國家之一，所以，我國勞動力資源充足是目前我國勞動力市場發展的基本現狀之一。我國人口總量在世界人口總量中占有很大的比重，因此，我國擁有巨大的人力資源。中國的勞動力資源主要來源于這兩方面：一方面是，中國每年有大批大學應屆畢業生加入到人才市場當中；另一方面，由于我國農村人口眾多，我國農村每年有大批勞動力涌入城鎮尋找工作崗位，因此，這又為我國勞動力市場注入了巨大的資源。其次，我國勞動力價格非常廉價。由于，我國擁有富足的勞動力資源，所以，我國的勞動力在市場中使用的價值非常廉價。再次，由于我國國民受文化教育的程度非常低，而且，受教育水平參差不齊，所以，我國勞動力科學文化素質普遍較低。我國教育發展的缺陷，導致我國很多年輕人得不到應有的教育，所以，很多勞動力的文化水平非常低，嚴重缺乏科技創新能力。這樣就導致我國的勞動力的素質普遍較低，這樣就嚴重制約著我國勞動力的就業能力。最后，我國勞動力受不到專業的技能培訓，所以，技能水平非常的低，這樣極不利于他們的就業。

第二，中亞五國勞動力發展現狀。中亞五國勞動力資源也相對來說比較豐富，并且，勞動力素質也很低下，很多青年勞動力資源享受不到應有的教育，因此，他們的勞動力科技創新能力較低。但是受到了中亞五國經濟發展狀況的影響，勞動力的就業情況不是很樂觀。中亞五國工業的發展程度不高，還是處于以農業為主發展的階段，所以，勞動力的需求不是很高，就業情況還是有待改善。

三、中國和中亞國家勞動力市場結構和發展現狀

第一，中國與中亞五國勞動力勞動力參與情況的比較。中國在社會、經濟、文明發展的程度要比中亞五國更高，所以，在中國男女都可以積極參與到勞動當中去，然而，中亞五國的觀念沒有中國開放，很多女人沒有資格進行就業，所以，在中國勞動力的參與度要比中亞五國高。

第二，中國與中亞五國勞動力就業情況的比較。當前，中國勞動力資源總量要比中亞五國勞動力資源總量要多。中國工業發展比較快，在國家三大產業中工業具有很大的份額，而且，農業和第三產業也具有較大的發展，因此，中國需要較多的勞動力，但是，中國勞動力的素質比較不均衡，除此之外，總量過于大，所以，現在中國還有很多人處于失業狀態，中國的就業情況非常不樂觀。就中亞五國而言，他們農業發展較快還有以資源、能源為基礎的相關產業也得到了相應的發展，也需要較大的勞動力，其總量也相對來說沒有中國大，因此，其就業情況要比中國好。

第三，中國與中亞五國勞動力失業情況的比較。中國工業的發展，以及產業結構的調整與升級，所以，在我國對勞動力的要求也變得越來越高，所以，在每個崗位的競爭壓力也有所提高，優勝略汰較為明顯，一些能力較差的員工就會面臨淘汰的風險。然而，中亞五國的產業結構沒有明顯的調整，以及其工業發展的程度沒有中國高，所以其失業率比中國要低。

第四，中國與中亞五國勞動力受教育程度的比較。中國教育改革開展的比中亞五國早，中國的教育實力比中亞五國強，所以，中國的勞動力文化程度要比中亞五國的勞動力文化程度高。

第五，中國與中亞五國勞動力工資和人工成本的比較中國與中亞五國的經濟發展實力和層次不同，中國要比中亞五國的經濟發展程度高，所以，對勞動力的要求也較高，中國勞動力的科學文化素質以及各方面的能力都要比中亞五國的強，導致中國勞動力的人工成本和工資要比中亞五國的高。

四、中國和中亞國家勞動力市場發展面臨的機遇與挑戰

首先，中亞國家勞動力市場的優勢與劣勢。中亞國家勞動力市場的優勢是勞動力資源豐富，而且。勞動力價格較低。中亞國家勞動力市場的劣勢是：勞動力的文化程度低，科技創新能力差，素質相對來說較低。

其次，中國和中亞國家勞動力市場面臨的主要機遇。當今社會經濟全球化的快速發展，各國的勞動力需求都非常大，以及世界各國之間勞動力資源的流動加快，為世界各國勞動力提供了更多就業機會。

最后，中國和中亞國家勞動力市場需要應對的挑戰。中國和中亞五國的勞動力要增強自身的競爭力，提高自身的素質和科技創新能力。

五、加快中國和中亞國家勞動力市場建設的對策措施

第一，抓住良機完善我國勞動力市場。國家要建立完善的勞動力市場機制，促進勞動力市場就業信息的流通，加強對勞動力就業能力的培訓，建立平等就業的機制，為勞動者提供一個平等的、開放的就業平臺。

第二，以高科技促進傳統產業升級，提高國際競爭力。堅持科教興國人才強國的基本戰略，大力發展教育事業，提高勞動力資源的文化程度，從而，增強他們的科技創新能力。

六、結語

中國與中亞五國的勞動力市場既存在相同之處，也存在一定的差異。各個國家應當根據自身的實際情況合理的制定相關就業政策，合理安排人員就業，解決勞動力市場的相關問題。

參考文獻

[1]李相潔.我國農產品貿易問題研究[J].智富時代.2015（05）.

篇2

近年來民工荒現象越來越熱，勞動力成本上升在社會上引起了很大反響，那么我國的勞動力成本是否真的上升，以及勞動力上升是否影響到我們國家在國際上比較優勢的下降，這個問題值得我們深思。本文從三個方面對勞動力成本上升對中國比較優勢的影響分析。

【關鍵詞】

勞動力成本；比較優勢

導言

改革開放以來，我國對外貿易不斷加強，我們國家在世界上是人口大國，根據要素稟賦理論，中國這樣的勞動密集型國家自然應出口和生產勞動密集型產品。在與國際上其他國家的交流與貿易過程中，我們國家在勞動力上，一直處于比較優勢的地位，古典學派的勞動價值學說認為勞動是唯一的生產要素，生產成本取決于勞動生產率，因此勞動生產率就成為國際貿易的重要決定因素，由于貿易可以使貿易國雙方都獲利進而提高兩個國家的福利水平，那么在當下的中國，勞動力成本上升是否會影響到中國在國際上所存在的比較優勢，是否影響到中國在國際間分工的格局，下面就此分析：

一、勞動力成本的上升可部分歸因于勞動生產率的提高

勞動生產率較高的部門，使用較少的勞動就能生產出一單位產品，其價格也就越便宜，在市場上競爭時就會具有比較優勢就能在競爭中脫穎而出，就能盈利，這個企業才能在市場上生存下去。

比較優勢僅取決于部門間的相對勞動生產率，而與名義生產成本—工資水平無任何關系，由于勞動生產率的提高可以提高一國的工資水平，但由于勞動生產率的提高而引起的勞動工資水平的提高并不會影響一個國家的比較優勢，因此，在分析一個國家的比較優勢時應該剔除勞動生產率的影響之后單獨分析，再將我們國家的工資水平與發達國家相比是得出了這樣的數據，例如：2008年我們國家的工資水平是美國的11.4%，若不剔除勞動生產率對工資水平上升的影響，我們國家的勞動成本是美國的12.8%從中可以看出我國勞動生產率的提高會提高一個國家的勞動工資水平，但勞動生產率的提高不會影響到一個國家的比較優勢，近年來雖然我們國家的勞動力工資水平在上升，但主要是體制轉型和勞動力生產率的提高造成的工資水平的上升，在剔除勞動生產率提高的因素之后，我們國家的勞動力成本上升的幅度明顯下降。

二、勞動力成本的上升并沒有影響到我國的比較優勢地位

制造業是最能反映我們國家國際競爭優勢的行業，但是據統計，我們國家制造業工資的水平遠遠低于我國整體工資的上升幅度，國內外有很多學者認為在與工資上升較快的熟練工人工資相比時，我們國家在非熟練勞動工人工資這方面的工資還遠遠小于那些發達國家的非熟練工人的工資水平，所以說在非熟練勞動工人工資這方面還是處于比較優勢地位的，而在與國際進行比較時我們國家一直是在非熟練工人上由于廉價勞動力的供應上處于比較優勢，所以現在雖然非熟練勞動力的工資水平在上升，但在國際水平上還是處于比較優勢的，工資水平的上升主要是集中在國有單位職工和技術勞動力階層，我們國家的廉價勞動力這一比較優勢的集中反映—制造業工人的工資水平上升確實有限的，所以國際間主要使用勞動力部門的勞動力工資水平相對與發達國家來說還是比較廉價的，所以在國際間這種比較優勢沒有下降。

三、從供求角度分析

我們國家是人口大國，勞動力一直處于供過于求的狀態，所以勞動力價格一直比較廉價，雖然現在據有些學者反映我們國家已經出現了劉易斯轉折點，勞動力的供給已經不在是供過于求的狀態。但其實據資料顯示，中國還存在大量的剩余勞動力，剩余勞動力還沒有被完全吸納，由于勞動力產業結構，區域，技術等原因可能部分地區出現勞動力供不應求的局面，但中國整體還存在很多農村剩余勞動力，隨著社會的進步還會有農村人口向城市涌入的現象，但由于區域，技術等原因還會造成勞動力供不應求，由于根據供需原理，就會出現勞動力成本的上升，但上升之后的勞動力水平在與發達國家相比較的時候，總體勞動力工資水平仍低于發達國家的勞動力競爭水平，因此在國際貿易過程中中國還是處于比較優勢地位。

我國勞動力價格低廉，著名諾貝爾經濟學獎獲得者保羅·克魯格曼說中國仍是相對貧窮的國家，中國工人的平均工資水平是美國的4%，與1975年的韓國相似甚至比非洲還低，位列全球最后一名，粗略比較，我國職工人均工資增長速度遠遠低于人均名義GDP的增長速度，說明我們國家的勞動生產力相對優勢還是比較明顯的。

長期以來，中國勞動力低成本優勢一直影響著全球的決策投資，但最近幾年中國勞動力成本上升的這一因素正在發生大的變化，最早受到學界乃至社會關注的著名的耐克事件，有很多國家的基地工廠都轉移到國外一些市場，這對中國市場來說是一個競爭力性的條件，但相對于其他國家我們還有自己的競爭優勢那就是我們國家的工人的雖然名義工資比他們的高，但我們國家公認的勞動生產率比越南，印度的哪些國家的勞動生產了水平高得多，所以單位人生產出來的產品會更多，所以綜合來說，我們國家在勞動力成本上仍然是具有比較優勢的。

就目前而言，中國制造業還未失去勞動力成本方面的競爭優勢。中國制造業的生產技術并未與發達經濟體拉開太大的差距。因此，中國更低的工人工資直接可轉換為明顯的成本優勢。另一方面，雖然也有不少國家的工資水平已明顯低于中國，但受限于這些國家偏弱的基礎設施、國內市場、產業集群等制約因素，制造業還無法大規模向他們轉移。因為如果工資水平是制造業設廠的唯一考慮因素，那廠房早就應該搬到那些國家了。畢竟，中國工人的工資早就與這些國家拉開了差距。因此，從全球制造業的競爭格局來看，中國仍然保有勞動力成本低這一優勢。

綜上所述，雖然中國的勞動力成本上升了，但在國際間貿易過程中中國并沒有在國際間喪失比較優勢，因此不能片面的看待中國在勞動力成本上升對國際貿易的影響，中國在國際間的競爭力還會受其它許多因素的影響和制約，中國在國際貿易競爭中還是很有實力的。

參考文獻：

[1]李坤望.第二版《國際經濟學》比較優勢理論.

[2]劉厚俊，麗.《勞動力成本上升對中國國際競爭比較優勢的影響》.

[3]蔡昉.中國勞動力發育與就業變化.經濟研究，2007.

篇3

關鍵詞:最低工資;勞動力異質性;就業效應

中圖分類號:F244 文獻標識碼:A 文章編號:1003-3890(2010)11-0023-03

最低工資是當今世界各國應用最為廣泛的經濟政策之一,各國基于國情與歷史背景的不同,在最低工資的制定上有所差異,最低工資標準的高低及適用范圍亦有所不同。最低工資的影響是通過最低工資水平對勞動力的就業和收入產生直接影響,并擴展延伸從而影響到整個經濟。最低工資對中國勞動力市場就業影響的研究一般都是假設勞動力是同質的,即不存在技能的差異。李定(2007)等學者注意到最低工資對不同技能勞動者的就業效應不同,得出最低工資制度的實施會大量減少低技能勞動力就業的結論。在現實中,勞動力之間是不同質的,存在技能和勞動生產率的差異,因而最低工資的就業效應是異常復雜的。因此,分析中國最低工資標準對勞動力市場的影響,必須要以勞動力不同質為前提進行分析。

一、中國最低工資標準現狀

2004年3月1日,中國勞動和社會保障部修訂并頒布實施了《最低工資規定》(以下簡稱《規定》),經過一年多時間,各地都依據《規定》制定或調整了新的最低工資標準。最低工資標準與平均工資的比值是判斷最低工資標準高低的一個重要指標,可以用來解釋分配公平情況。目前實施最低工資制度的國家,其最低工資標準大多為平均工資的40%~60%。表1顯示了我國35個大中城市的最低工資標準與當地職工平均工資的比例。

從表1可以看到中國的最低工資標準與平均工資的比例是明顯偏低的,而且中國與菲律賓、泰國等這些最低工資制度運行比較好的發展中國家相比差距還比較大。

盡管近年來,中國最低工資制度不斷完善,最低工資標準有了大幅度的提高。但是,基于我國各省原有的最低工資標準基數普遍過低的客觀事實,要求我們在關注最低工資標準提高時,既要看調整的頻率,還要看調整的幅度;既要看最低工資標準的增長,還要看其他工資標準的調整。盡管最近幾年我國最低工資標準調整頻率較快,調整的幅度也較大,可是由于原有基數過低,調整后的最低工資標準依然處于非常低的水平上,不僅落后于當地的工資增長幅度,更落后于經濟快速增長的速度。

二、勞動力異質性分析

市場對勞動力的需求主要是源于生產產品和服務的勞務的有用性。而勞務又依賴于不同類型和水平的勞動力技能。許多行業可能對某些技能的人員需求較少而對其他一些類型的技能的勞動力需求較多。一個勞動力可能具有許多技能,其中一些是對某個行業或公司所特需的技能,而另一些可能是比較大眾化的技能。不同的行業只對具有本行業相關技能的勞動力有需求,所以勞動力的技能也就決定了他們是否被雇傭以及他們的工資為多少。由于不同的行業需要不同類型的技能,所以勞動力市場對擁有技能的勞動力的約束條件為他們的技能是否只能從事某個特定的行業。進而,由于勞動力在行業間的流動,所以就業是由所有不同行業勞動技能的供給和需求所決定。因此,勞動力技能的供給與需求之間的關系與勞動力市場的供給需求曲線相似。對勞動技能的需求是所有行業需求的總量。當技能的收入增加時,會有更多的勞動力選擇進入勞動力市場,并且以前已經工作的勞動力可能會工作更長的時間。技能收入的增加會引起勞動力市場技能提供數量的增加,從而導致對其需求減少。需求和供給的交點決定了單位技能的價格。

單位技能的價格可能由于一種特殊的技能而提高,以致所有具有這種技能的勞動力得到更高的報酬。許多工作要求的技能非常難獲得,所以這些職位的勞動力工資就會非常高。這些技能的獲得可能需要通過正式的教育,有些可能需要個人的天賦。這些具有高技能的人進入勞動力市場后一開始就擁有較高的工資。那些對技能要求不是很高的工作支付的工資也較低。所以最低工資標準對低薪勞動力的影響較高薪職位的勞動力影響更大。

對于所有職業而言,正式的教育可能增加起始的技能水平。此外,職業培訓也會提高技能。由于工資的差別會影響不同技能水平的勞動力,因而不同工作類型可能使人們在任何時間點上擁有不同水平的相對技能。

勞動力技能的供給依賴于勞動力的數目和每個勞動力的技能。當每單位技能的價格是被技能的總供給決定時,一個特定勞動力的工資依賴于市場決定的每單位技能的價格和個人的技能水平。圖1表示了在一個特定行業中勞動力技能數目的分布假設。

而勞動力的技能分布之所以為圖1中兩邊平緩,中間向上凸的圖形,則是因為實行義務教育制度,導致完成初高中教育的人數在人口中占絕大多數。而提前輟學的低素質勞動者,以及繼續深造,進行人力資本投資的高學歷人才在總人口中都占少數,技能分布就呈現出圖1中圖形的特點。

假定單位技能的價格由勞動力技能的市場供求決定,同時假定勞動力的技能分布構成整個雇傭技能,那么勞動力的工資分布就被決定了。工資分布的形狀和技能分布的形狀相同,擁有比其他勞動力兩倍技能的勞動力也就擁有兩倍的工資(工資的分布如圖2所示)。如果圖1中的技能分布保持不變,當技能價格提高一個單位,工資分布成比例會向右移,會使較高技能勞動力比較低技能勞動力的工資增加的更多。不同類型技能的需求和供給決定了每種技能的工資分布,這與圖2顯示的分布相似。不同職業間的勞動力的工資差距取決于對這種職業所需技能的總需求和總供給,也決定于勞動力所擁有的技能水平。

經濟體中的單個行業構成技能需求的一部分,如果不同技能的勞動力可以在行業間自由流動,那么各個行業間每單位技能的價格將會相等。最低工資是在一個最低工資覆蓋的行業中對受雇勞動力支付工資的約束,即在行業工資分布低端的受雇勞動力上強加了一個約束。而最低工資沒有覆蓋的部門卻沒有去約束雇傭這些勞動力。如果最低工資覆蓋到了所有的行業,最低工資的約束會施加到所有低于最低工資標準的勞動力身上,且無論他們是在哪里被雇傭。

最低工資對勞動力就業的影響取決于如圖2中工資分布相關的最低工資的水平,同時圖1中的技能水平又構成整個供給。而且,如果最低工資不是覆蓋到所有的行業,工資分布低端的勞動力只有在最低工資覆蓋的部門才受到最低工資的限制。

三、最低工資的部分覆蓋模型分析

中國的最低工資標準偏低且執行程度不好,所以中國的最低工資覆蓋情況實際上符合部分覆蓋的假設。在這個前提下勞動力在行業間的流動在確定最低工資的影響方面扮演了一個重要的角色。在缺失最低工資標準的情況下,最低工資覆蓋和未覆蓋行業會潛在地雇傭高技能和低技能的勞動力。而且,不同行業相同技能的勞動力會得到相同的工資。如果不是這樣,行業總會去雇傭那些技能水平相同工資卻比其他人少的勞動力,而這些勞動力也會跨行業就業。圖3描繪了最低工資實施后在覆蓋和未覆蓋行業中一個特定技能類型勞動力的工資分布。

實施一個最低工資后,在最低工資覆蓋部門意味著以前工資少于最低工資標準的勞動力將不再在工資低于的水平被雇傭,但這些勞動力能在最低工資沒有覆蓋的部門被雇傭。覆蓋部門這些勞動力的流失意味著覆蓋部門的雇主有激勵去用工資高于的勞動力來取代這些失去的技能。工資少于的低技能勞動力將會從最低工資覆蓋部門向未覆蓋部門轉移,他們也因為高技能勞動力從未覆蓋部門流入覆蓋部門而被取代。這個結果在圖3中用虛線表示。未覆蓋部門現在用低于最低工資的工資雇傭所有低技能勞動力和用高于最低工資的工資來雇傭更少的高技能勞動力。相似的,現在覆蓋部門不再用低于最低工資的工資去雇傭任何勞動力且雇傭更多工資高于最低工資的勞動力。這些轉變的發生不會對任何勞動力的工資造成改變,無論其技能是高或低,因為雇主按技能市場價格雇傭足夠的技能勞動力來滿足技能數量需求的能力并沒有變。每個行業能夠按照最低工資之前的技能價格來滿足對技能數量的需求。最低工資沒有改變勞動力的工資也沒有產生失業。

如果勞動力的行業流動是沒有成本的,那么沒有人會從最低工資中獲益或受損。另一方面,如果轉換工作是有成本的,那么它將成為整個經濟體的凈成本,而對勞動力沒有福利。由于勞動力在技能方面的差異,且因覆蓋行業和未覆蓋行業的需求,許多勞動力會得到高于最低工資的工資,在覆蓋部門高工資高技能的勞動力取代了低工資低技能的勞動力,從而對兩種部門的勞動力就業和收入產生了一定的影響。

四、小結

當最低工資制度不是完全覆蓋整個經濟時,假設可以對不同技能的勞動力進行人為細分,同時勞動力在各部門之間流動的成本又不高時,實行最低工資制度,對勞動力造成收益或損害的影響非常小。我國的最低工資標準偏低,且執行程度不好,所以我國的最低工資覆蓋情況實際上符合部分覆蓋的假設。根據理論分析結果,可以推出我國最低工資制度的實施,會導致未覆蓋部門的低技能勞動者就業增多,而覆蓋部門的高技能勞動者就業比例增多,總的就業效應方向并不明確。

參考文獻:

[1]韓兆洲,等.最低工資與社會保障[M].北京:經濟科學出版社,2006.

[2]杰拉爾德?斯塔爾.最低工資――實踐與問題的國際述評[M].北京:經濟管理出版社,1997.

[3]羅小蘭.我國勞動力市場買方壟斷條件下最低工資就業效應分析[J].財貿研究,2007,(4).

[4]李定.關于最低工資法的經濟學反思[J].經濟問題,2007,(3).

[5]郭熙保,黃燦.劉易斯模型、勞動力異質性與我國農村勞動力選擇性轉移[J].河南社會科學,2010,(2).

[6]Ronald J.Krumm.The Impact of the Minimum wage on Regional Labor Markets[M].American Enterprise Institute,1981.

[7]David Neumark and William L.Wascher.Minimum wages[M].MIT Press,2008.

The Study of Labor Heterogeneity and Employment Effects of Minimum Wage Level in China

Ma Xiaobo

(School of Economics, Central University of Finance and Economics, Beijing 100081, China)

篇4

【關鍵詞】健康體檢；醫療保健調查；疾病；檢出率

我院體檢中心自2005年12月～2007年12月，對梧州市部分單位（行政事業、金融、電信、專業設計等）從事非體力勞動的中青年干部職工進行了健康體檢，現將結果進行分析，旨在為疾病的早期預防提供依據。

1資料與方法

1.1一般資料本組健康體檢資料1579份，受檢人員來自梧州市部分行政事業、金融、電信、專業設計等非體力勞動的中青年干部職工，年齡20～59歲，平均39歲，其中男1090例(69.03％)，女489例（30.97％）。主要體檢項目包括：一般體格檢查、心電圖、腹部B超、肝功能、空腹血糖、血脂、血黏、腎功能、乙型肝炎病毒定性、胸部透視（部分增加胸部及頸椎X光片，經顱多普勒），女性增加婦科檢查及紅外線乳腺掃描（有部分人采用超聲多普勒）等。每份體檢資料均由我院體檢中心主治以上醫師進行病歷分析及診斷。

1.2診斷標準①糖尿病和空腹血糖受損的診斷依據按照WHO（1997）糖尿病及空腹血糖受損標準［1］；②高血壓診斷標準參照1999年世界衛生組織或國際高血壓聯盟(WHO-ISH)高血壓治療指南中制定的18歲以上者高血壓診斷標準和分級［2］；③高血脂、高血黏等生化標準參照衛生部醫政司的《全國臨床檢驗操作規程》［3］(2006)，第3版的標準；④超聲多普勒檢查診斷結果依據周永昌，郭萬學主編的《超聲診斷學》［4］第3版提出的標準。

1.3統計學分析計數資料用χ2檢驗。

2結果

2.1一般情況比較受檢1579例，體檢結果正常180例(11.40%)，有一項以上癥狀、體征或輔助檢查異常者1399例，檢出率為88.60％，男性異常檢出率為77.89％（849/1090），高于女性的22.09％（108/489），χ2=440.3，P<0.01。

2.2疾病病種的統計共發現26種疾病，前10位高發疾病的檢出率見表1。

表11579名中青年非體力勞動者前10位疾病檢出率（略）

2.3不同年齡組患病情況比較心肌缺血30～39歲與40～49歲年齡組，膽囊疾病40～49歲與50～59歲年齡組比較差異無顯著性(P>0.05)，其余差異均有顯著性(P<0.05或P<0.01)，見表2。

表21579名非體力勞動者不同年齡組患病情況比較（略）

2.4性別特有疾病男性前列腺增生（肥大）患病57例，占體檢人數5.23％，多發于50歲以上；女性乳腺增生患病135例，檢出率為27.61％，宮頸炎患病96例，檢出率為19.63％，子宮肌瘤患病53例，檢出率為10.84％，附件腫塊患病25例，檢出率為5.11％，四種疾病均多發于30～49歲年齡組。而陰道炎患病22例，檢出率為4.50％，卻多發于20～29歲年齡組（占17例），乳腺增生、宮頸炎患病率在20～29年齡組亦占有一定的比例，患病人數分別為14和18人次。

2.5其他疾病檢出率血糖受損92例(5.83%)，乙肝病毒攜帶者91例（5.76％），肝功能異常87例（5.51％），乙型肝炎46例（2.91％），肝硬化13例（0.82％），肺炎12例（0.76％），重度腎積水7例(0.44%)，心肌缺血5例(0.32%)，肺結核3例(0.19%)，惡性腫瘤2例(0.13%)。血糖偏高受檢者中，已知糖尿病28例，最多1人同時患有5種疾病。

3討論

3.1代謝性疾病檢出率較高脂肪肝、高血脂、高血黏、糖尿病、高尿酸血癥等被認為是“都市現代病”。近年來隨著生活水平的提高和飲食結構、生活方式的改變，高脂血癥呈逐年上升趨勢，而高血脂癥本身是心腦血管疾病最重要的危險因素之一，在我國，每年約有260萬人死于心腦血管疾病［5］。由于工作腦力化、辦公自動化、交通現代化、營養失衡化等多種因素引起營養過剩、運動減少。加之工作壓力大，競爭激烈、長期處于緊張狀態和周圍環境污染，代謝脂肪酶和受體等基因表達水平下降或者是脂肪合成系統功能增加，導致脂肪在血液水平中增加。本組調查結果顯示：脂肪肝現患率為25.59%，高血壓現患率為9.94%，遠高于文獻報道［6］。且各年齡組現患率差異有顯著性，30～49歲年齡組脂肪肝患病率高于余聯芳的報道［7］。脂肪肝的發病機制與嗜酒、肥胖和高血脂有關［8］。分析原因可能與本地區多數年輕人有煙酒嗜好，高脂肪、高熱量、高膽固醇進食比重大，加之精神緊張，工作壓力大，長時間坐位工作，很少鍛煉，導致酒、動物脂肪攝入過高有關；與這一群體的特殊工作特點、生活方式有關。調查結果同時顯示，30～49歲年齡組脂肪肝、高血脂均高于其他年齡組，是否由此認為代謝性疾病的發病趨于年輕化有待商議，其升高原因需要繼續探究。

3.2心腦血管疾病高危因素高血壓和心肌缺血位居前10位之內，且隨著年齡增加，心血管系統疾病的檢出率逐漸升高，高脂血癥是高血壓及動脈粥樣硬化發生的主要危險因素。應加大對心腦血管等疾病相關知識的普及及宣傳力度，盡早對高危人群進行干預，提高他們身體的健康水平。有研究表明［9］，高血壓病、高血脂、高血黏、心肌缺血、糖尿病等許多慢性非傳染性發病率的增長，與精神心理因素、不健康的生活方式、不良的飲食習慣密切相關。精神長期高度緊張和過度疲勞；吸煙和大量飲酒；高脂肪、高熱量、高鹽、高糖、高膽固醇而少維生素、纖維素的飲食習慣；肥胖且不從事運動；憂慮、恐懼、煩惱、暴怒等不良的心理情緒，是導致高血壓、高血脂、高血黏、糖尿病發生的危險因素，而這些疾病又往往成為各種心腦血管疾病的促發因素，因此適當的健康教育是預防保健工作的一項重要措施。

3.3性別相關疾病和性別特有疾病檢出率較高本組結果顯示，男性疾病檢出率（77.89％）高于女性（22.09％），其原因可能因為體檢對象男性居多，與男性的個體行為和生活方式（如吸煙、喝酒、高脂肪、高熱量、高膽固醇進食等不良飲食習慣等）與女性差異較大有關，加之男性比女性社會競爭壓力更大，工作緊張，長時間坐位工作，很少鍛煉，致使機體代謝受到影響，導致體重增加甚至肥胖、血脂、血壓增高。若肝臟受累，脂肪在肝臟蓄積，則導致脂肪肝［10］，誘發膽結石疾病。在臨床上，由于以上疾病早期缺乏自覺癥狀，無特異體征，常被忽視或漏診，成為健康隱患。所以，體檢中注意全面檢查，重視代謝性疾病的治療與預防顯得非常重要。女性乳腺增生、宮頸炎檢出率較高，分別達到27.61％和19.63％，其原因可能與現代女性精神壓力大、不良生活方式、飲食中雌激素污染致內分泌失調，身體抵抗力降低等有關，也是今后需要關注的問題之一。

3.4預防措施針對體檢結果，我們在體檢后派出專家到各單位進行了針對性的健康宣教與健康指導，對于個體健康狀況給予評估，提出建議，有問題定期復查，讓每位體檢人員對自己的健康狀況做到心中有數。建議他們認真做好以下幾點：①建立科學的飲食結構，改變不良的飲食習慣。開展戒煙、不飲烈性酒，提倡低脂、低膽固醇、低鹽、低糖、低熱量飲食，合理攝取熱量，保證營養平衡；根據自身體重及活動量估計自己的進食熱量，控制肥胖。②建立科學的生活方式，積極參加體育鍛煉，增強機體抗病能力。樂觀向上，積極應對生活和工作壓力。③定期體檢，了解自己的身體情況；女性應當定期進行婦科檢查，體檢是關注健康的最好方式。定期體檢可以了解機體各項指標發生的變化，早期發現健康隱患，使醫務人員能有的放矢地進行健康教育，干預其不良行為，合理用藥，控制癥狀，延緩病情發展，防治病情惡化。

【參考文獻】

［1］陳加倫.循證醫學對糖尿病診斷的貢獻及目前存在的分岐［J］.中華內分泌雜志，2003，19(1)：1.

［2］葉任高，陸再英.內科學［M］.6版.北京：人民衛生出版社，2003：821-831.

［3］衛生部醫政司.全國臨床檢驗操作規程［M］.3版：北京：人民衛生出版社，2006：156-325.

［4］周永昌，郭萬學.超聲診斷學［M］.3版.北京：科學文獻出版社，1997：793-794.

［5］胡大一.關注高血壓，重視膽固醇應對中國心腦血管疾病的第二次浪潮［J］.老年醫學與保健，2005，3（11）：1-3.

［6］范建高.代謝綜合癥與脂肪肝［J］.國外醫學：內分泌學分冊，2002，22（5）：273.

［7］余聯芳，房丹王君，姚秀萍，等.4190名干部體檢結果分析［J］.武警醫學，2007，8(8)：569－571.

［8］陳灝珠，丁訓杰，廖覆坦，等.實用內科學［M］.10版.北京：人民衛生出版社，1997：877-885.

篇5

【關鍵詞】勞動力轉移 經濟增長 述評

一、引言

估計和評價農業勞動力轉移對宏觀經濟增長的貢獻一直是經濟研究領域的熱點問題，多數研究表明，農業勞動力轉移所引起的全社會勞動力資源再配置效應是改革開放來中國經濟持續增長的重要因素。同時，經濟增長又可增加就業進而促進農業剩余勞動力轉移。本文將對農業剩余勞動力轉移與經濟增長關系研究進行述評，藉此提出新的研究思路。

二、農業剩余勞動力轉移與經濟增長關系研究

一些學者從理論上推導并測算了農業勞動力轉移對全國經濟增長的貢獻。張保法（1997）把結構變動因素納入新古典經濟增長方程，將全要素生產率對產出增長的貢獻分解成三部分：第一部分是各行業全要素生產率增長率的加權和，反映了技術進步對經濟增長的貢獻；第二部分是資本和勞動投入在各行業所占比例的不同變化所帶來的經濟增長；第三部分是各行業的產出占總產出比例的變化帶來的經濟增長。第二、三部分分別從要素投人和產出的角度，說明了經濟結構的變動對經濟增長的影響，這就是經濟增長的結構效應。胡永泰（1998）利用柯布―道格拉斯生產函數，將GDP增長分解為資本積累、勞動力增長、全要素生產率（TFP）的增長，然后再將TFP的增長又分為勞動再配置效應和凈TFP增長，依據相關統計資料計算得出：勞動力再配置提高了GDP增長率，使之在1979-1993年增長了0.9%-1.3%，占TFP增長的37%-54%。蔡和王德文（1999）引入人力資本因素，對中國經濟增長源泉做出了較全面的解析，它將經濟增長源泉分解為物質資本、勞動力、人力資本和未被解釋部分，未被解釋部分又分解為勞動力配置效應和技術進步，通過測算得到：1982-1997年，中國經濟8.01%的平均增長率中勞動力配置效應達1.62%，貢獻份額為20.23%。潘文卿（1999）首先將總產出增長率分解為勞動力增長率、總勞動生產率增長率以及它們兩者的乘積，然后再將總勞動生產率增長率分為各部門勞動生產率的加權平均數和勞動力再配置效應。勞動力再配置效應由總勞動生產率增長率減去各部門勞動生產率的加權平均數得出。依據統計年鑒數據得出：總體來看，1979-1997年，中國GDP年均遞增9.8%，總勞動生產率年均遞增6.7%，勞動力再配置效應為1.6%，對總勞動生產率增長率和GDP增長率的貢獻分別達23.4%、15.9%。潘文卿（2001）利用同一測算方法得出：1979-1999年，在9.59%的GDP增長率中，總勞動生產率年均遞增6.68%，勞動力再配置效應為1.69%，對總勞動生產率增長率和GDP增長率的貢獻分別達19.92%、13.89%。徐現祥和舒元（2001）在總結勞動結構效應測算方法的基礎上，將潘文卿（1999）二部門測算法推廣為N部門勞動結構效應測算法，并利用統計年鑒數據分別測算了勞動力在三次產業間、農業非農業產業間和廣東非廣東省間流動所產生的經濟效應：1979-1998年，勞動力在三次產業間流動對經濟增長的年均貢獻為7.8%，在農業非農業產業間流動對經濟增長的年均貢獻為11.4%，在廣東省和非廣東省間流動對經濟增長的年均貢獻為1.5%。

考慮到勞動結構效應的時間階段性和區域差異性，還有學者分時間和區域測算了農業勞動力轉移對經濟增長的促進效應。李勛來和李國平（2005）借鑒Chenery（1996）計算方法，對我國農業剩余勞動力轉移的資源再配置效應進行測算發現：1978-2003年，勞動力轉移對經濟增長的效應為1.9%，對總量勞動生產率的貢獻率為22.4%，對經濟增長的貢獻率為17.9%；從時間維度看，20世紀80年代勞動力轉移對我國經濟增長的效應（2.1%）大于90年代勞動力轉移效應（1.4%），勞動力轉移的資源再配置效應有遞減的趨勢；從空間維度看，勞動力轉移對東部地區經濟增長的效應為2.2%，中部地區為1.7%，西部地區為1.5%，表現出明顯的東高西低的區域差異。張廣婷等（2010）利用1997-2008年全國29個省級面板數據測算發現，1997-2008 年中國農業剩余勞動力轉移對勞動生產率提高和GDP增長的貢獻分別為16.33%和1.72%；分地區看，農業剩余勞動力轉移對中部地區勞動生產率和GDP提高的影響要明顯高于東部地區，而西部地區在剩余勞動力轉移過程中受益最小。

也有學者對農業勞動力轉移導致的經濟增長效應進行了計量分析。徐現祥和舒元（2001）構造了一個簡單的勞動結構調整模型，證明在勞動結構調整過程中，邊際勞動結構效應遞減，總勞動結構效應呈倒“U”型；計量分析支持該結論，且發現：勞動結構效應的大小因勞動結構劃分而異，我國產業間的勞動結構效應還未達到最大值，總勞動結構效應在經濟增長中也呈倒“U”型變動。胡兵（2005）將農業勞動力轉移因素引入索洛經濟增長模型，由此建立帶有就業結構變量的經濟增長計量模型，并使用1980-2003年全國時間序列數據研究發現：1980-2003年間農業勞動力轉移對經濟增長的平均貢獻率為17.26%，超過了勞動投入對經濟增長的貢獻率10.85%。

而關于經濟增長對農業剩余勞動力轉移的作用和影響研究很少，程名望和史清華（2007）使用我國1978-2004年的時間序列數據，運用嶺回歸方法發現：我國總體經濟增長對農村勞動力轉移有較大的促進作用，總體經濟增長每增加1%，農村勞動力轉移增加0.2654%。同時發現，工業、建筑業、服務業和農業經濟增長對農村勞動力轉移也有較大的促進作用。

三、總結性評論及啟示

總之，關于農業剩余勞動力轉移對經濟增長的作用，學者們在理論推導、效應測算和計量分析上都給予了充分肯定；而對于經濟增長對農業剩余勞動力轉移的作用，也有學者給予了經驗上的支持。但對于農業剩余勞動力轉移與經濟增長之間是否存在雙向互動，無論是理論上還是經驗上，似乎還無人關注，這是有待我們進一步研究的問題。

參考文獻：

[1]張保法.經濟增長中的結構效應[J].數量經濟技術經濟研究，1997，（11）.

[2]胡永泰.中國全要素生產率：來自農業部門勞動力再配置的首要作用[J].經濟研究，1998，（03）.

[3]蔡，王德文.中國經濟增長可持續性與勞動貢獻[J]. 經濟研究，1999，（10）.

[4]潘文卿.中國農業剩余勞動力轉移效益測評[J].統計研究，1999，（04）.

[5]潘文卿.中國農業剩余勞動力轉移現狀及轉移效益分析[J].農業技術經濟，2001，（03）.

[6]徐現祥，舒元.勞動結構效應的實證分析[J].上海經濟研究， 2001，（02）.

[7]李勛來，李國平.經濟增長中的農村富余勞動力轉移效應研究[J].經濟科學，2005，（03）.

[8]張廣婷，江靜，陳勇.中國勞動力轉移與經濟增長的實證研究[J].中國工業經濟，2010，（10）.

[9]徐現祥，舒元.中國經濟增長中的勞動結構效應[J].世界經濟，2001，（05）.

篇6

【關鍵詞】 勞動力選擇性轉移；農業技術進步；人力資本

一、引言

中國農村勞動力的轉移不僅在數量上呈現遞增趨勢，而且轉移勞動力大多是具有男性化、年輕化和受教育程度較高的優質勞動力。2009年，中國農村外出從業勞動力為22978萬人，比上年增加了436萬人。其中，男性占65.1%，16-40歲占到83.9%，初中及以上文化程度的勞動力占到88.3%。［1］勞動力的這種選擇性轉移［2］使得農業從業人員體現出女性化、老齡化和較低受教育程度等特征。農業從業人員質量的下降在一定時期內必然會對農業發展帶來一定的消極影響。

2009年末，全國農用機械總動力為8749.6億瓦，比2008年增加了3.17%；全國化肥有效施用量為5404.4萬噸，比上年增加了3.16%。［3］這一組數據表明，在農村勞動力進行有選擇的、持續的轉移的情況下，農業技術進步仍然在穩步推進中。

舒爾茨曾提到,傳統農業的落后并不是因為資源配置的低效率,而是缺乏技術進步（1976）。就現有的研究來看，國內已有學者對農業技術進步的影響因素進行了分析和探討。有一些學者認為人力資本存量對農業技術進步具有明顯的促進作用 （蘇靜，2011; 杜江，2010 ; 李谷成,2009; 李勛來，2005），然而，中國各地區的人力資本存量差別極大 （劉海英，2004; 楊俊和李雪松,2007）。目前，中國人力資本處于邊際積累率遞減階段，人力資本“均化”程度與農業技術進步推進程度存在顯著的正相關關系（張本飛，2011）；韓宏華（2001）認為，可以通過鼓勵農民采用新技術、提高農民素質等措施來促進農業技術的進步。從全球來看，中國的農業科技發展明顯落后于發達國家，因而彭卓（2002）認為農業技術進步的推進關鍵在于農業先進技術的引進。

目前尚沒有學者對勞動力選擇性轉移對農業技術進步的影響機制進行研究。本文將嘗試從勞動力選擇性轉移對農業技術進步的影響機制出發，嘗試解決以下問題：第一，在勞動力數量和質量下降的背景下，農業技術進步將如何實現？第二，農業技術進步與勞動力的質量改變是否相關？若二者之間互補，選擇性轉移下的農業技術進步將如何推進？第三，有哪些政策措施可以在解決農業當前困境中起到顯著性的作用。

二、勞動力選擇性轉移和農業技術進步之間關系的理論描述

農業技術進步是指農業生產中先進技術對落后技術的替代。而在傳統意義上，技術進步又有狹義和廣義之分。廣義上的農業技術進步是把除了物質資本和勞動力之外的能導致農產品產出增加或減少的要素都囊括其中。它不僅包括農業生產技術的進步,還包括社會科學技術的進步。狹義的技術進步，又叫“硬技術進步”。它主要包括良種的選育、化肥的施用等農業生產技術措施的進步，此外還包括農用機械、動力及農田基本設施等生產條件的改進與完善。本文所討論的技術進步為狹義上的農業技術進步。

農業技術進步就是要逐步完成由傳統農業生產函數向現代農業生產函數的轉變的過程，以實現農業發展方式的轉變。在二元經濟結構下，勞動力選擇性轉移將導致農業投入要素比例發生根本性的改變。選擇性轉移帶來了物質資本的快速積累，快速積累的物質資本在推動農業生產增長的同時也將在很大程度上形成對農業勞動力的替代。此外，物質資本投入量的增加對農業勞動力的質量提出了一定的要求，要求其快速提升以滿足整體發展的需要。因此，農業勞動力人力資本水平也在農業發展過程中得到了顯著提升。

具體而言，勞動力選擇性結構下的農業技術進步的實現過程主要體現在以下幾個方面：

第一，加速農業勞動力的轉移。非農部門的工資率和平均人力資本都高于農業部門，非農就業部門對從業者個人的人力資本水平具有較高的要求。和其他農村勞動力相比，選擇性轉移的勞動力有著較高的人力資本水平，獲得在非農部門工作的機會也更多。留在非農部門工作的機會和更為穩定的收入吸引著更多較優農村勞動力的加入。因此，和非選擇性轉移相比，選擇性轉移能提高農業勞動力的非農轉移率。

第二，加速農業物質資本的積累。當勞動力選擇性轉移過程進行到一定階段后，從事農業生產的勞動力就會出現短缺。此時，農業生產必然產生對能夠替代勞動的物質資本要素的使用傾向。在勞動力短缺的條件下，物質資本使用的有利性也激發了農民對使用該類要素的需求。另一方面，勞動力選擇性轉移過程可以在很大程度上改善農業物質資本的供給：首先，農業勞動生產率和人均農業生產剩余會因勞動力選擇性轉移過程而提高，而人均農業剩余是形成農業資本的來源之一。其次，農村勞動力選擇性轉移導致的非農就業增加了農民家庭的收入，這為加速農業部門的物質資本積累提供了保障。再次，選擇性轉移為非農部門提供了較高素質的勞動力，它在一定程度上滿足了非農產業的發展需求，提高了工業化的發展質量。工業化的健康發展也為工業反哺農業創造了有利條件。農業物質資本的需求增加和供給改善，必然帶來農業物質資本積累率的實際增長，農業生產函數也必然因此實現向資本使用偏向型轉變。

第三，加速農村人力資本的積累。勞動力的選擇性轉移直接導致了農業勞動力的人均人力資本存量水平的降低。如果農業部門的物質資本體現型技術同時是技能偏態型技術，那么這種轉移必然會形成物質資本體現型技術進步的瓶頸，進而對農業發展產生消極影響。但是，選擇性轉移對農村居民人力資本投資需求和投資行為產生了巨大的激勵作用。非農部門對勞動者設置的準入標準，使農村勞動力認識到：通過提升自身人力資本水平可以獲得更高水平的收入。而這種高收入最先出現在非農部門，在勞動力市場充分開放的前提下，勞動力選擇性轉移實際上是一個實現人力資本最優配置的過程。當農村勞動力認識到提升人力資本水平的好處之后，他們將會加大自身的人力資本投資，將會更加重視對對下一代的培養。

從短期來看，選擇性轉移并不能為農業部門帶來高素質的從業人員。因為，當選擇性轉移導致的人力資本減少量大于其帶來的人力資本積累量時，農業部門從業人員的整體素質就會降低，人力資本存量就會降低。但是，從長期來看，選擇性轉移為提高農業從業人員的人力資本存量提供了有利條件。首先，隨著勞動力的選擇性轉移，農村勞動力將更加重視自身素質的提升，這將導致農村人力資本積累率在未來得到普遍提高；其次，選擇性轉移直接導致農村勞動力收入的增加，這為農村勞動力提升人力資本水平提供了物質基礎；最后，隨著勞動力的選擇性轉移，農業部門將逐漸出現一定程度的規模經營，物質資本體現型技術進步也將得到廣泛的運用，農業生產部門也逐步發展成為一個具有較高回報率的部門，這對具備一定技能的優質勞動力也有著明顯的吸引力。

三、計量檢驗與結果分析

1、變量、數據和分析方法

假設：①中國的農業市場是完全競爭市場；②僅分析傳統農業部門；③農業部門的投入為勞動力、資本、技術；④技術因素中只包括機械和化肥；⑤農村勞動力轉移總量等同于勞動力選擇性轉移量。

本文將把勞動力選擇性轉移量作為解釋變量，把農用機械總動力、化肥施用量等表征農業技術進步的指標作為主要的被解釋變量。本部分將選擇對數模型對中國勞動力選擇性轉移對農業技術進步的影響進行分析。

計量模型結構為：LnT=α0+α1LnL+ε（1）

LnF=β0+β1LnL+μ（2）

L：勞動力選擇性轉移量；

T：農用機械總動力；

F：農業化肥施用量；

計量分析所需數據采用中國1980-2009年的時間序列數據。其中，勞動力選擇性轉移量（L）可以通過計算得出, 計算中所需數據來自《2010年中國統計年鑒》、《2010年中國人口與就業統計年鑒》。農用機械總動力（T）、農業化肥施用量（F）摘自《2010年中國農業統計年鑒》和《2010年中國統計年鑒》。

2、平穩性分析

通過lnT、lnF、lnL等變量進行ADF單位根檢驗。通過檢驗發現LnT、LnF、LnL都是平穩數列。檢驗結果如下：

通過單位根檢驗知道LnT、LnF、LnL都是平穩數列，為了檢驗LnT和LnL,LnF和LnL之間是否存在平穩性，現對變量間進行協整檢驗。

首先先對LnT與LnL進行協整檢驗：

由上表的檢驗結果可以看出，跡統計量22.1148大于臨界值15.4947且概率很小為0.0043，可以拒絕原假設，認為LnT與LnL之間至少存在一個協整關系；跡統計量0.1394小于臨界值3.8415且概率為0.7089，則接受原假設，認為存在一個協整關系。最大特征值檢驗與跡檢驗結果一致。

同理,LnF、LnL之間肯定存在一個協整關系，即：在5%顯著性水平上，LnT與LnL之間、LnF與LnL之間均存在長期的協整關系。

3、模型回歸

運用最小二乘法，模型估計結果如下:

LnT=0.97+0.99LnL①

R2=0.55 R2=0.53

LnF=-0.38+0.87LnL②

R2=0.60 R2=0.58

上述模型擬合程度良好。之所以和理論相比有一定的差距，是由于勞動力選擇性轉移這一社會現象由改革開放所引致的，所以數據收集只能從1980年做起。研究數據相對較少是造成擬合程度不高的主要原因。

估計結果顯示，勞動力選擇性轉移量對農業機械總動力和有效化肥施用量的影響為正，也就是說隨著勞動力選擇性轉移量的增加，農業機械總動力和有效化肥施用量增加即農業技術水平穩步推進。勞動力選擇性轉移量每增加1%，農業機械總動力增加0.99%；而勞動力選擇性轉移量每增加1%，化肥的有效施用量增加0.87%。

4、誤差修正模型

協整檢驗僅考慮了各變量之間的長期均衡關系,并沒有考慮它們之間存在的短期動態變化關系。現用誤差修正模型估計本文中各變量之間的短期動態關系,對于模型(1)誤差修正模型的具體形式如下：

Int =ECMt-1+∑p-1i=1φiIntt-1+∑p-1i=1πiInlt-i+θ③

在上式中,表示一階差分,LnT和LnL的含義同前，ECMt-1表示誤差修正項，為糾正速度系數，P表示滯后期。通過AIC法則可以得出，最佳滯后期為8。此時，動態模型的估計結果如下：

D(LNT) = 0.020*ECMt-1+ 0.052*D(LNL(-1)) + 0.023*D(LNL(-2))+…- 0.682*D(LNT(-7))+ 0.094④

其中，誤差修正項ECMt-1= LNT(-1)-2.529*LNL(-1) + 13.965。模型的SC準則和AIC準則都很小，所以模型擬合程度較好。由上述模型可以看出滯后一期的LnL對LnT有顯著的促進作用，即：短期內，勞動力選擇性轉移量的增加能有效促進農業機械總動力的增加，這與上文中回歸分析所得的結論相吻合。

同理,對于模型(2)其誤差修正模型的具體形式如下：

Inf=βECMt-1+∑p-1i=1τiInft-1+∑p-1i=1λilnlt-i+ε

⑤

其中,、LnF、LnL、ECNt-1的含義同前，β為糾正速度系數,p為滯后期。通過AIC法則可以得出，最佳滯后期為7。此時估計結果如下：

D(LNF) = - 0.037* ECMt-1 + 0.042*D(LNL(-1)) - 0.060*D(LNL(-2)) +…+ 0.169*D(LNF(-6))+ 0.014⑥

其中，誤差修正項 ECMt-1= LNF(-1) - 2.148*LNL(-1) + 12.767。從模型中較小的SC準則和AIC準則，可知模型擬合程度較好。由上述模型可以看出滯后一期的LnL對LnF有顯著的促進作用，即：短期內，勞動力選擇性轉移量的增加能有效促進化肥有效施用量的增加，這與上文中回歸分析所得的結論相吻合。

四、結論與政策建議

本文對勞動力選擇性轉移對農業技術進步的影響機制進行了分析，得出隨著勞動力的持續性選擇性轉移，農業物質資本得到顯著提高，農業人力資本得到明顯的提升，農業技術進步也表現出了持續推進的趨勢。之后，通過計量工具對勞動力選擇性轉移和農業技術進步之間的關系進行了驗證，得出勞動力選擇性轉移對農業技術進步存在著明顯的促進作用。

在較高素質農村勞動力持續轉移的背景下，如何保障我國農業的穩定發展已經成為我們急需解決的重要問題。為此，本文從這一角度提出以下建議：①政府牽頭在農村建立技能培訓機構；②為農民子弟提供公平的教育機會；③政府農業部門應對農業生產進行積極的技術指導。

【注 釋】

［1］ 數據來源于《2010年中國統計年鑒》、《2010年中國人口與就業統計年鑒》.

［2］ 所謂勞動力選擇性轉移是一種農業剩余勞動力的遷徙形態，它是指在二元經濟結構下，農村中的健康的、擁有一定的文化知識和謀生技能的青壯年勞動力持續向城鎮、向非農產業的轉移。勞動力的選擇性轉移使得農業從業人員的質量顯著下降，留在農業部門的勞動力大多是一些年齡尚幼或年紀較大、缺少文化知識和謀生手段、健康狀況一般的人群.

［3］ 數據來源于《2010年中國統計年鑒》、《2010年中國農業統計年鑒》.

【參考文獻】

［1］ 舒爾茨.改造傳統農業.商務印書館 ,1976.

［2］ 蘇靜.河南農業經濟增長中人力資本貢獻的實證分析.農業經濟,2011.1.

［3］ 杜江.農業經濟增長因素分析：物質資本，人力資本，還是對外貿易.南開經濟研究,2010.3 .

［4］ 李谷成.人力資本與中國區域農業全要素生產率增長――基于 DEA 視角的實證分析.財經研究,2009.8.

篇7

關鍵詞：技術進步 勞動力成本優勢 出口 穩定增長

一、引言

近年來隨著經濟的發展及人口老齡化，導致勞動力供給不足，勞動力的成本也在不斷上升，勞動力成本的上升會制約我國制造業出口穩定增長。2012年7月，海關總署新聞發言人、綜合統計司司長鄭躍聲在國新辦會上指出，經過問卷調查，成本過高抑制出口快速增長，勞動力成本占8成。

隨著我國經濟和貿易的發展，制造業工人工資上漲是必然的趨勢，而且提高制造業工人工資也是轉變我國粗放型出口增長貿易模式的需要。此外，經濟全球化的發展促使我國工人工資與國際接軌，例如國際標準中的社會道德責任標準（SA8000）規定了最低工資標準，從事國際貿易的國家要滿足該標準。

在制造業工人工資和勞動生產率均上升的趨勢下，我國勞動力成本優勢①發生了怎樣的變化？如何提升我國勞動力成本優勢促進制造業出口穩定增長？這一系列問題都關系到我國制造業未來的出口發展。

二、文獻綜述

隨著我國工人工資上漲，不少外資企業考慮將在華工廠改遷在工資水平更低的一些東南亞國家。在此背景下，國內外學者開始研究我國制造業的勞動力成本優勢。

現有的文獻主要研究了我國制造業勞動力成本和勞動生產率，并與其他國家進行了比較。例如，Janet Ceglowski and Stephen Golub（2005）運用相對單位勞動成本，比較了中國和美國制造業的單位勞動成本，發現中國制造業單位勞動成本僅約為美國的25%—40%，也明顯低于歐盟、日本、墨西哥、韓國和其他一些新興工業化國家。他們認為中國制造業單位勞動成本較低的優勢主要來自被低估的人民幣匯率和快速上升的勞動生產率。都陽，曲玥（2009）將勞動生產率納入了分析框架，認為勞動力成本優勢是勞動報酬和勞動生產率之間的相對關系。通過對2000—2007年中國規模以上制造業企業數據的測算，本文了解到勞動報酬的增長伴隨著勞動生產率更快的增長，所以說在這期間勞動力成本優勢并未減弱。王燕武等（2011）通過計算、比較中國與主要出口競爭國的單位勞動力成本，發現中國制造業仍然具有較大的國際競爭優勢，原因是多年來制造業勞動生產率增速明顯快于工資增速，使單位勞動成本保持下降趨勢。相對單位勞動力成本的比較結果顯示，即使不考慮提高工資將促使勞動生產率進一步提升以及基礎設施、國內市場、政治環境等方面的優勢，在現有勞動生產率水平上，中國制造業仍能夠承受約50%的勞動報酬上升。

此外，也有學者研究了單位勞動成本對出口及其出口對國內消費福利的影響。陳超、姚利民（2007）利用1978—2004年的數據分析了中國制造業單位勞動成本的發展及其國際比較，并運用計量方法檢驗了其對出口與消費福利的影響。結果顯示：除印度外，中國對主要貿易伙伴國（地區）和主要競爭對手還將保持優勢；基于這種優勢的制造業出口造成了國內消費福利的流失，即便是放寬到總出口對消費福利的影響上，也是一樣的結論。嚴穎（2011）通過實證分析發現，單位勞動成本對出口額的影響是顯著的，長期的影響系數為-2.865。脈沖響應分析說明單位勞動成本變動的沖擊對出口額的瞬間影響很大，但持續時間不長。

關于如何更好發揮勞動力成本優勢促進我國制造業出口穩定增長的問題，國內相關的研究很少。本文首先通過比較優勢論分析了技術進步對我國勞動力成本優勢的影響，并通過實證分析，考察了我國制造業勞動力成本優勢及其出口增長速度的變化，最后提出了更好發揮我國勞動力成本優勢，促進制造業出口穩定增長的政策建議。

三、技術進步對我國制造業勞動力成本優勢影響的實證分析

（一）我國與主要發展中國家制造業勞動力成本優勢的變化及比較

我們用勞動報酬除以勞動生產率即單位勞動力成本來衡量一國勞動力成本優勢，單位勞動力成本越大勞動力成本優勢越小，反之，勞動力成本優勢越大。近年來，我國制造業工人工資上漲的同時，勞動生產率也在發生變化，從而帶來我國制造業勞動力成本優勢也不斷發生變化，其他國家也是如此。2000—2009年我國與主要競爭對手②國家的制造業單位勞動力成本如圖1所示。由圖1可以看出，2000—2008年我國、泰國和馬來西亞制造業單位勞動力成本呈下降趨勢，但下降的幅度不大，2009年有所反彈；2000—2009年菲律賓和墨西哥制造業單位勞動力成本呈下降趨勢，其中韓國和菲律賓制造業單位勞動力成本下降的幅度比較大，而墨西哥下降的幅度很小；而且近幾年下降的幅度比較大；2000—2009年越南制造業單位勞動力成本呈上升趨勢。我國制造業單位勞動力成本仍低于馬來西亞、菲律賓、泰國和越南，但高于墨西哥。由此說明，與馬來西亞、菲律賓、泰國和越南相比，我國在制造業出口方面仍具有勞動力成本低的優勢，但是我國制造業單位勞動力成本與泰國、馬來西亞和菲律賓非常接近，而且2007—2009年菲律賓制造業單位勞動力成本下降很快，其制造業單位勞動力成本接近我國的趨勢很明顯。

由我國與主要競爭對手勞動力成本優勢變化的分析可以看出，雖然近些年來我國制造業工人報酬迅速上漲，但與主要發展中國家競爭對手相比，我國制造業勞動力成本優勢仍然存在，但我們也應注意到我國與部分發展中國家在制造業勞動力成本優勢方面的差距在縮小。

（二）我國與主要發達國家制造業勞動力成本優勢的比較

與發達國家相比，我國制造業勞動力成本優勢比較明顯。我國與主要發達國家制造業勞動力成本優勢比較如表1所示。由表1可以看出，我國制造業的單位勞動力成本遠低于發達國家，其中，與韓國、德國、法國和英國的差距比較大，與美國和日本的差距相對比較小。由此可以看出，與發達國家相比，我國制造業勞動力成本優勢在短期內不會消失。

（三）我國制造業勞動力成本優勢的變化

但是僅僅通過勞動報酬低速增長帶來勞動力成本優勢，進而帶動的制造業出口增長不具有持續性。一方面，一個國家勞動報酬提高得緩慢會使一個國家企業喪失產業結構升級的內在動力與外在壓力，不得不依靠大規模地增加投資與出口來維持經濟增長③。另一方面，這種出口增長也會帶來我國國民收入支出結構的失衡，不利于我國經濟的持續穩定增長。因為這種出口增長會造成國內消費福利的流失，造成我國高投資、高出口、低消費的國民收入支出結構，而靠高出口和高投資帶動的經濟增長容易受到外部的沖擊，而且不利于我國粗放型經濟增長方式的轉變。因此，只有通過勞動生產率更快速的增長及勞動報酬同時適度增長帶來的我國制造業勞動成本的更大的優勢才能促進制造業出口穩定增長。

因此，為了促進我國制造業出口穩定增長，必須在勞動報酬適度快速增長的同時，更快速地提高制造業勞動生產率。與發達國家相比，我國制造業尤其是高技術產業勞動生產率的水平還很低。部分國家制造業及高技術產業勞動生產率如表2所示。由表2可以看出，我國制造業2010年制造業的勞動生產率遠低于德國、法國及意大利2007年的制造業勞動生產率，也遠低于日本2008年及美國2009年的制造業勞動生產率；我國高技術產業及高技術產業的各行業勞動生產率也遠低于法國、美國、日本、德國及意大利。這說明我國勞動生產率的提高有很大空間，今后可以通過技術進步更快地提高勞動生產率，來提高我國勞動力成本優勢，進而帶動我國勞動密集型行業出口增長。

四、結論與政策建議

通過分析技術進步對我國制造業勞動力成本優勢的影響，我們認為我國當前在制造業勞動力成本方面仍具有優勢，但仍有待提高，只有這樣才能維持我國勞動力成本的優勢，帶動制造業出口增長。勞動報酬的提高是我國當前轉變貿易模式和產業結構及平衡國民收入結構所必需的。勞動報酬的適度快速增長會增加企業調整產業結構的外在壓力和內在動力，促使企業進行產業升級和轉型，而且企業的升級和轉型成功又有利于促進勞動報酬的提高，因為產業升級后可以賺取更多的利潤。為了同時保持我國勞動力成本優勢，就必須更好地促進技術進步，提高勞動生產率。

工資提高對我國制造業出口增長的制約可以通過提高勞動生產率來緩解，我國與發達國家在制造業尤其是高技術產業勞動生產率方面的差距很大，提高勞動生產率的空間很大。而技術進步是促進勞動生產率提高的主要源泉，與此同時，由于我國制造業行業間存在較強的技術壁壘，制造業技術效率④出現惡化現象，阻礙了勞動生產率的提高⑤。因此，我國政府應該創造良好的機制大力支持企業進行自主創新，創造自己的品牌，促進加工貿易升級。但是，發展自己的品牌面臨的風險是很大的，而且要經過很長時間才能看到成效。所以，對于企業來說，在進行轉型時必須確定好目標，在具體一方面實現突破，創造差異化的自主品牌，避免企業間的激烈競爭，同時，應根據企業自身所處發展階段和客觀的消費環境來確定目標，避免研發投入過大，陷入高成本投入的困境。當然，企業也不可能一下子放棄原先低層次的產品生產和出口，可以通過將這些產業轉移到我國中西部地區或成本更低的其他國家來增強在這些產品上的勞動力成本優勢，促進這些產品的出口，但可以允許這些產品業務的適度降低。為了促進我國制造業勞動生產率的提高，在鼓勵企業自主創新的同時，還應鼓勵企業間相互學習和技術人員的流動，提高技術效率。

注釋：

①僅從勞動報酬水平評價勞動力成本優勢是不恰當的，我們在這里采用都陽、曲明（2009）的方法，用勞動報酬除以勞動生產率來衡量一國勞動力成本優勢。

②王燕武等（2011）根據中國出口商品的種類及國別構成分析篩選、確定中國制造業的國際市場潛在發展中國家競爭對手為馬來西亞、墨西哥、菲律賓、泰國和越南。

③李文溥，陳貴富（2010），工資水平、勞動力供求結構與產業發展型式，廈門大學學報（哲學社會科學版） 第5期，5—13

④Farrell（1957）指出在給定技術結構特征和要素投入的情況下，決策單元的實際產出與同樣投入情況下的最大產出之比為該期的技術效率。

⑤辛永容等，（2008）“我國制造業勞動生產率因素分解”《系統工程》第5期，1—8

參考文獻：

[1]Janet Ceglowski and Step-

hen Golub. Just How Low are China’s Labor Costs？ [J]. working paper，2005

[2]陳超、姚利民. 制造業單位勞動成本的國際比較及其對出口與福利的影響[J]. 世界經濟研究，2007（6）

[3]都陽、曲玥.勞動報酬、勞動生產率與勞動力成本優勢[J].中國工業經濟2009（5）

[4]李文溥、陳貴富.工資水平、勞動力供求結構與產業發展型式[J].廈門大學學報（哲學社會科學版），2010（5）

[5]王燕武等.基于單位勞動力成本的中國制造業國際競爭力研究[J].統計研究，2011（10）

[6]辛永容等.我國制造業勞動生產率因素分解[J]. 系統工程，2008（5）

[7]嚴穎.勞動力成本對中國制造業出口的影響[D].復旦大學碩士學位論文，2011

篇8

【關鍵詞】勞動力轉移；收入；行政因素；綜述

中國農村勞動力大規模轉移主要體現在20世紀90年代以后，隨著改革的不斷推進，城鎮化和工業化迅速發展，特別是東部沿海地區，勞動力轉移的范圍擴大，異地就業的比例逐漸超過本鄉內就業的比例。進入21世紀以來，隨著城市經濟的進一步發展，農村勞動力轉移的范圍進一步擴大，不再局限于“珠三角”和“長三角”等少數沿海經濟開發區，出現了全方位的流動。

本文結合國內外學者們關于勞動力轉移的相關文獻，對勞動力轉移因素進行了歸納總結，再針對勞動力轉移對我國的影響進行簡要評述。

關于影響勞動力轉移的因素，本文主要從以下幾個方面進行闡述與評價：

一、各產業的勞動生產率的變化，促使勞動力轉移

農業剩余是農業勞動力轉移的基礎條件。國外一些學者認為是各部門經濟間的勞動生產率的不同。喬根森（ D. Jorgenson，1961）認為， 技術的進步引起經濟的增長， 經濟的增長帶來糧食的增長， 如果糧食的供給充裕， 則人口的增長將會達到一個生理上的上限。當糧食的生產超過這個上限時， 就出現了農業剩余， 這時農業勞動力開始向工業轉移。劉易斯（Lewis，1954）在1954 年曾提出了著名的二元經濟模型，本質上也是支持著前面的觀點，特點是明確地指出了，生產率對勞動轉移的影響作用。 它認為一端是存在大量邊際生產率近于零的勞動力的傳統農業部門；另一端是能實現充分就業的現代城市工業部門，因此出現農業向工業轉移的現象。費景漢和拉尼斯（Fei and Ranis，1961）他們對劉易斯的觀點進行了一定的修正，更加細化一點，他們認為農業剩余勞動力包括勞動邊際生產率為零和大于零小于不變制度工資這樣兩部分。從我國目前的勞動力轉移的現象來分析，農業剩余人口的轉移除了第一產業向第二產業轉移，還向第三產業轉移，并且比例還在逐漸上升。所以二元結構理論還是有一定局限性的，對我國國情來說，還是具有一定的局限性，但是其根本原理還是具有本質的類似性的。勞動力轉移具有從勞動生產率低向高轉移的特征。

二、收入差異，促使勞動力轉移

很多學者認為收入差異是引起勞動力轉移的重要因素。有的學者則從預期收入、相對收入和絕對收入的角度去分析勞動力轉移的原因。托達羅（ M. Todaro，1969）[1] 則從預期收入的角度去解釋勞動力轉移的原因，他認為農村勞動力之所以會向城市轉移的原因，轉移決策是根據預期的城鄉收入差距而不是僅僅根據實際城鄉收入差距作出的。伊斯特林（Richard Easterlin）從相對收入差距的角度來解釋勞動力轉移的原因。他提出相對經濟地位變化假說下的城鄉勞動力流動模型，其基本觀點是，相對收入決定人們的行為[2]。農村勞動力遷移與否不僅取決于他們在城鄉之間預期收入的差距，還取決于他們在家鄉感受到的相對經濟地位的變化，以及遷移后按照當地的生活標準所感受到的相對經濟地位的變化[3]。顯然，很多學者都能認為收入差距是影響勞動力轉移的重要因素，但是有的學者通過研究發現，收入并不是唯一的和絕對的因素。童玉芬（2010）[4]曾指出，農村勞動力轉移受到城鄉收入差距的影響，主要表現為異地轉移，但同時就地轉移勞動力呈波動上升趨勢。

三、行政因素

行政因素，主要是指宏觀政策，在我國主要包括土地政策、稅收政策、戶籍制度等。它對勞動力轉移來說一把雙刃劍（既是動力又是阻力），W ang和Zuo早在1989年做過研究，一方面，促進勞動力轉移（ 蔡P、王德文， 2003）[5]就中國的實際情況而言， 中國農村勞動力轉移的特殊動力是長期推行重工業優先發展戰略而導致的扭曲的產業結構和人口分布格局， 而（蔡P，1995）[6]改革開放以來擴大了的城鄉和地區收入差距則為這種轉移提供了追加的動力。另一方面，阻礙勞動力轉移，這方面很多學者都做了研究，一是王美艷（ 2005）[7] 通過計量研究發現， 外來勞動力與城市本地勞動力之間每小時工資差異的43%是由于戶籍制度和其它歧視所導致。因此， 農民會將家庭勞動力一部分用于家庭農業， 另一部分用于非農業活動以獲取更高的收入。Rozelle等（1999）[8]利用一個多元回歸模型， 將存在于農村的制度障礙（公糧、社會保障、自由租賃土地和非正規的信用市場） 作為解釋變量之一， 發現公糧的減少、社會保障體系、土地租賃市場和非正規信用市場的發展對農村勞動力轉移有正面影響。宏觀政策對于發展中國家來說，在一定程度上對經濟的發展還是有很大的促進作用的。至少，在當前不完全的市場經濟情況下，完全依靠市場對人力資源進行調配，還是有局限性的，所以宏觀政策的指揮棒的作用，還是比較有效的。但是，在勞動力大量轉移的同時，也發現了很多的問題，所以宏觀政策的應用一定要具有一定的靈活性，要根據市場經濟的動態變化而做出適當地調整，才能更好地指導經濟地增長，解決社會問題。

四、勞動力自身因素

（一）經濟人的理性決策

哈里斯（ R. Ariss，1970）[9]拓展了托達羅觀點，假設城市就業工資率是既定外生變量，城鄉勞動力市場結算工資取決于市場供需，農民轉移與否完全是個人理性決策的結果。當然無獨有偶，舒爾茨（ W. Schults， 1964）[10] 也認為農民在面對成本、收益和風險時是最理性的，勞動力轉移在一定程度上是人力資本投資重要途徑。沙斯特德（ Sjaastad，1962）[11] 發表的《勞動力遷移的成本與收益》經典論文，闡述了勞動力轉移的經濟成本與收益，開創勞動力轉移的新古典主義方法的研究范式。將經濟學中供給與需求關系引入研究。假定轉移沒有任何障礙，勞動市場信息充分，當事人會進行符合自己最大利益的選擇活動，進而構建個人理性決策的微觀勞動力轉移模型。

斯塔克（ O. Stark， 1991） 提出過“新勞動力遷移經濟學”（The New Economics of Labor Migration），認為遷移的動機不僅來自于城鄉兩地的收入差距， 而且也來自于其他一些個人和家庭的因素。將遷移視為一個有內在聯系的群體（例如家庭和家族）的決策。個人參與遷移的目的， 一方面在于增加家庭收入， 另一方面在于降低因市場不完善而造成的風險， 即家庭成員個人的遷移可以被視為家庭為應付收入的不穩定而采取的一種自我保護措施。貝克爾認為家庭跟其他理性的經濟人一樣，每天都要進行投入與產出相比較的生產決策，合理地分配以試圖達到最佳組合，以求得家庭成員在收入和時間的雙重約束下獲取最大的滿足，實現家庭生產效用最大化的目標。下面筆者就從勞動力的幾個主要的自身因素來分析對勞動力轉移影響情況。

（二）年齡、性別及婚姻因素。

趙耀輝（1997）認為，年齡、性別差異等在農村非農產業和外出就業選擇中有顯著影響。年輕人轉移意愿強烈，年齡較大者則相反。嚴善平（2004）運用Rogers 人口遷移模型進行的定量分析表明：女性在地區之間流動的發生年齡比男性早，但持續發生的年齡段卻比男性短得多，同時（鐘鈺，藍海濤.2009）中國剩余勞動力主要集中在人口規模較大、經濟欠發達的中西部地區，而且，農村勞動力出現老齡化和女性比例增加趨勢，而且年幼子女隨父母遷移的現象不明顯，我國前勞力對遷移率的貢獻比其它國家小得多。Hare（1999）發現，人均生產性資本對勞動力遷移決策沒有顯著影響，但是，人均生產性資本增加基于宏觀視角的中國農業勞動力轉移影響因素分析可以使遷移持續時間增加。關于年齡與勞動力遷移概率的關系，Hare（1999）發現，16～25 歲和26～35 歲兩個年齡段的人最有可能遷移；Zhao（1999）的研究表明，勞動力遷移概率隨年齡增長而遞減，因為年齡大的人遷移時產生的心理成本較大。

（三）心理因素

早期的行為學派沃泊特（ Wolpert，1965） 提出的“地方效用”，就是一個主觀評價的概念，個人對某個地方的滿意程度，通常愿意向地方效用高的區域遷移。（胡楓，2007）[12]曾在文獻中指出農村的外出務工勞動力主要靠“三緣”關系“血緣、人緣、地緣”向外轉移， 由有關部門組織外出所占的比例較小。這是因為在輸入地形成的移民網絡能夠減少尋找工作的信息成本、心理成本以及失業的可能性， 對于農村勞動力轉移具有明顯的推動作用。（ Rozelle 等，1999） 蔡（ 1997）[13] 在一項對濟南市民工的調查中發現， 被調查民工中有75%以上是通過老鄉或親戚幫助找到進城后第一份工作的。其它的研究文獻也有類似的結論。

五、其他因素

除了上述的一些因素以外，在中國引起勞動力轉移的因素是非常復雜的，程名望（2006）運用動態宏觀經濟學遞歸方法和推拉理論所建立的模型表明，城鎮拉力是農村勞動力轉移的根本動因，并用經驗數據驗證了該結論。程名望、史清華（2007）[14]基于回歸模型的實證分析表明，1978 年以來中國總體經濟增長對農村勞動力轉移有較大的促進作用，而城市服務業則是中國農村勞動力轉移的主要去向。而劉志忠等（2007）運用1996～2004 年省級面板數據的實證分析表明，民營非農業部門的出口貿易是促進農業剩余勞動力轉移的重要因素。由于國情不同，我國農業勞動力轉移問題與西方并不一樣，學者們早已意識到，簡單利用西方的理論模型并不足以完全解釋中國農業剩余勞動力大規模轉移的現象，例如像交通便捷度、服務設施、環境質量、基礎設施、醫療設施等，也逐漸成為勞動力轉移的重要因素，當然在這方面理論研究還不是很充分，也應該是我們關注的方向。

六、評論

張樂[15]認為農業勞動力轉移對農業生產的效應需要從三方面綜合考慮：首先，剩余勞動力的轉移會提高留守人員生產效率；其次，農業勞動力轉移可實現土地耕作的規模經濟效應，提高生產效率；第三，由于轉移的多是勞動素質相對較高的勞動力，從而引起農業生產效率的下降，當然同時大量勞動力轉移到非農產業，也會使非農產業的勞動力素質降低。當然這些不利影響是可以通過農業教育和科技的投入來進行彌補的；其次勞動力轉移有利于縮小城鄉差距，促進城鄉一體化的發展，從而推動中國經濟的全面發展，促進社會公平，維護社會穩定。

筆者認為研究勞動力轉移問題，還應繼續關注下面兩種現象的探討：第一，關于勞動力回流的問題，這些問題，已經有一些學者，作了一點研究，但是研究的不深刻。第二，根據前面提到的農村未來剩余勞動力的龐大數據可判斷，農業人口向非農產業轉移，必然產生非農產業的就業壓力，出現大量的失業現象，這種現象在2015年經濟增長下滑時期，已經慢慢凸顯出來，也應該成為研究的內容。第三，農動力轉移的過程中，同時將引進勞動力質量發生了相應的變化，從事非農產業的勞動者素質的降低，這些問題應該引起學者們的關注，從而進行研究解決實際問題。

參考文獻：

[1] Todaro， M. P.： A Model for Labor Migration and Urban Unemployment in Less Developed Countries[J]， American Economic Review， 59（1）： 138-148， 1969.

[2] Diane J.Macunoxich.A Conversation with Richard Easterlin[J].Journal of Population Economics，1997，10：119- 136.

[3]O.Stark and J.E.Taylor.Migration Incentives，Migration Types：The Role of Relative Deprivation [J]. The Economic Journal，1991，9：1163- 1178.

[4] 童玉芬. 中國農村勞動力非農化轉移規模估算及其變動過程分析[J]. 人口研究， 2010， 05：68-75.

[5] 蔡P，王德文. 中國人力資源開發利用面臨的挑戰與政策選擇[J]. 教育發展研究， 2003， Z1：59-64.

[6] 蔡P. 人口遷移和流動的成因、趨勢與政策[J]. 中國人口科學，1995，06：8-16.

[7] 王美艷. 城市勞動力市場上的就業機會與工資差異――外來勞動力就業與報酬研究[J]. 中國社會科學，2005，05：36-46+205.

[8] Rozelle， Scott， Li Guo， Minggao Shen， Amelia Hughart， John Giles， 1999， “Leaving China’s Farms： Survey Results of New Paths and Remaining Hurdles to Rural Migration，” The China Quarterly， 1999， No. 158， 367-393.

[9] Harris， J. R. and Todaro， M. P.： Migration， Unemployment and Development[J]： A Two-sector Analysis， American EconomicReview， 60（1）： 126-142， 1970.

[10] Schultz， T.： The Economic Organization of Agriculture， New York： McGraw-Hill， 1953.

[11] Larry.A.Sjaastad.The c∞曲and returns of human migration[J].Journal of PoliticalEconomy70s，1962.

[12] 胡楓.中國農村勞動力轉移的研究：一個文獻綜述[J].浙江社會科學，2007，01：207-212.

[13] 蔡P. 遷移決策中的家庭角色和性別特征[J]. 人口研究，1997，02：7-12.

篇9

“零值邊際勞動生產率”說。首先提出“邊際勞動生產率為零或為負數的勞動力為剩余勞動力”這一概念的是美國著名(古典學派的)發展經濟學家阿瑟·劉易斯。1954年劉易斯在英國《曼徹斯特學報》上發表了題為《勞動力無窮供給條件下的經濟發展》的論文。在論文中,劉易斯指出發展中國家的經濟發展可以視為一個空間分布上的非均衡過程。這一般發展中國家的經濟結構而言,都存在一種“二元經濟結構”,即以尋求利潤為目的的城市現代產業為代表的資本主義部分和以農村傳統的自給自足,僅以維持生計而非追逐利潤為目的農業部分為代表的所謂非資本主義部分。此種二元經濟結構的特征是,經濟發展仰賴于現代資本主義部分的資本增殖和擴張,并有可能不斷吸納傳統的非資本主義的農業部分的勞動力;而傳統農業由于技術停滯,土地擴展的限制,非凡是農村人口增長迅速,資本性投進物少,故這一部分的勞動力極為豐裕,因而形成了“在那些相對于資本和自然資源來說人口如此眾多,以致在這種(二元)經濟的較大部分里,勞動的邊際生產率很小或即是零,甚至為負數的國家里,勞動力的供給是無窮的。有些作者已經注重到農業部分中這種‘隱蔽’失業的存在,并說在所有情況下家庭擁有土地是如此的少,以致假如有些家庭成員找到其他工作,則剩下的成員仍可以耕種他們所擁有的土地。”(A.劉易斯,1989,3)A.劉易斯接著指出:“但是無論邊際(勞動)生產率是不是零或很小,這對我們的分析并不重要。在這些經濟里,勞動力的價格是僅夠維持生活的最低工資。因此,只要按這種價格提供的勞動力超過需求,則勞動力的供給是無窮的。”(A.劉易斯,1989,4).劉易斯以為,城市現代產業部分的邊際生產率高于農村傳統農業部分,兩個部分的勞動者工資存在很大差距,且城市產業部分由于不斷擴展會創造更多的就業機會,在鄉—城市之間勞動力可以自由活動(即無制度障礙)的條件下,便發生了傳統農業的剩余勞動力向城市產業部分的轉移,然而又由于傳統農業勞動力近乎無窮供給的性質和城市產業部分存在失業,吸納勞動力究竟有限,故現代產業部分勞動者的工資水平只能略高于農業部分勞動者維持生計的收進水平。“資本主義部分由于指剩余再投資于創造新資本而擴大,并吸收更多的人從維持生計部分到資本主義部分就業。剩余越來越多,資本形成也越來越大,而且這個過程要一直維持到剩余勞動力消失為止”(A.劉易斯,1989,12)。這便是在A.劉易斯“二元經濟結構”理論框架內,邊際生產率為零值甚至為負數的勞動力乃是剩余勞動力的經典定義。

對于西方學者的這一概念,我們的評價是:第一,他們對發展中國家存在二元經濟結構的理論概括無疑是符合客觀事實的,因而是正確的,也就是說二元經濟結構是發展中國家農業剩余勞動力產生的基礎。第二,“零值邊際生產率”的剩余勞動力概念運用西方經濟學的邊際分析方法,從增量變化的動態角度描述發展中國家剩余勞動力及成因,對發展經濟學的宏觀結構分析提供了成功范例,這無疑是劉易斯等人的重要理論貢獻。第三,然而A.劉易斯等人以零值邊際勞動生產率定義農業剩余勞動力也存在缺陷,這主要是:其一,這一定義是以技術長期停滯,且其他生產要素(土地,資本等)不變的傳統農業為條件的,但當代盡大多數發展中國家早已處于由傳統農業向現代農業轉型的不同階段上,遠非典型的傳統模式,完全不考慮農業轉型期農業技術進步和人力資本投進和貢獻等因素,顯然和事實不符。其二,采用零值邊際生產率來界定是否存在農業剩余勞動力的一個致命缺陷是,它將農業和現代產業視為同質性產業,忽視了農業是一種廣泛依靠外部自然條件(如生態環境,天氣等)的風險性弱質產業。和產業生產的外部環境相對固定相比,農業生產不僅依靠土地、勞動力、資本投進的變化,更在很大程度上取決于自然條件的優劣和變化。舉例來說,同等量的要素投進在災難年份的產出不僅遠低于風調雨順年份的產出,而且可能會顆粒無收。故以災難年份邊際生產率下降為零或為負來判定農業中存在剩余勞動力是否有效是值得懷疑的。

“地—勞比率變動”說。針對A.劉易斯等人的“零值邊際勞動率”定義和大多數發展中國家農業發展的事實不符的缺陷,中國學者郭熙保、宋林飛等人提出新的定義標準。郭熙保的判別標準是,“當一個國家(或地區)農業勞動者人均耕地面積長期呈下降趨向時,我們以為該國(或地區)存在農業剩余勞動(力)”。(郭熙保,1995)。對這個新定義,郭熙保在所做解釋中夸大,按勞動力均勻耕地面積的變動和按區域人口均勻耕地變動是有區別的,即勞均耕地的下降不一定意味著人均耕地的下降。他指出這一新定義重在夸大勞均耕地變動的長期趨向而非短期波動,假如國家或地區勞均耕地面積幾十年均呈下降之勢,則農業剩余勞動力存在。其主要理由是:①在農業技術停滯的社會里,農業勞動力的增加導致農業勞動邊際生產率下降,甚至降到零。在這種情況下,農業剩余勞動是肯定存在的,同時農業勞動者人均耕地面積是下降的;②在農業技術進步的社會里,農業勞動者增加可能不會降低勞動邊際生產率,反而可進步勞動生產率和總產量,由于技術進步使土地生產率進步了。但是只要農業勞動力人數增加得比耕地面積更快,使勞動耕地面積下降,農業剩余勞動就仍然存在。(這是由于每個勞動者占有耕地面積的減少,一般說來,抑制了農業技術進步,尤其是機械技術進步,規模經營效率和勞動生產率增長潛力的充分發揮。)假若有一部分勞動者從土地上撤出,這些潛力將會充分發揮出來,使剩下的農業勞動者生產率更高,從而使農業生產更快地增長,而不是下降。③郭熙保以為,根據農業勞動者人數和耕地面積的長期時間序列資料可以比其他剩余勞動力定義更簡便更輕易識別一國或一個地區是否存在農業剩余勞動(力)。(郭熙保,1995)

我們以為,郭熙保以經驗觀察為依據從地—勞變動的長期下降趨向來定義剩余勞動力這一點是有價值的,同時也和中國和其他很多發展中國家的經驗事實相符。但他的定義也有值得商榷的地方,這就是:第一,若從農業邊際勞動生產率變化這一基本點出發,勞均耕地面積下降只是剩余勞動力存在的必要條件而非充分條件,由于首先它平安排除了農業生產其他要素(如資本)以及技術進步、自然條件等內生變量,因而缺乏量化分析的基礎,確定剩余勞動力存在及其數目多少有很大的隨意性。非凡對于土地資源等自然稟賦條件差異極大的國家(如美國和中國、日本等),很難用同一的標準測定剩余勞動力的存在及其規模,郭先生在論證他的新定義的正確性時,還用美國、日本1880~1980年間地—勞比率上升的事例反證出美、日在農業發展中不存在剩余勞動力的結論,他指出美國農業勞動者人均耕地由1880年的11.68公頃,增加到1980年的105.58公頃,增加了8.13倍,同期日本勞均耕地由0.3公頃增加到0.78公頃,增加了1.6倍。(郭熙保,1995)。此外,韓國和我國臺灣省1953-1988年勞均耕地分別由0.32公頃和0.53公頃,增加到0.62公頃和0.72公頃。于是他以為韓國和臺灣省也不存在剩余勞動力。實在,郭先生忘記了無論是美國、日本還是韓國、臺灣省之所以出現勞均耕地面積上升的長期趨向的這一段時間,恰恰正是這些國家或地區不斷存在剩余勞動力,又不斷轉移這些剩余勞動力的過程。這怎么能說不存在剩余勞動力

呢?根據郭在《農業發展論》一書中表6-3(郭熙保,1995)提供的數據,韓國、臺灣省農業就業勞動力1953年分別為5997000人和1647000人,到1988年分別降到3475000人和1238000人,分別減少252萬和40萬人之多,這些減少的勞動力不是“存在”的剩余勞動力又是什么?假如1988年以后農業勞動力繼續減少,從而地—勞比率繼續上升,也是不存在農業剩余勞動力的證據和理由么?由此可見 ,按照郭先生的新定義來斷判農業剩余勞動力的存在和否,顯然難以自圓其說的。

1982年宋林飛對江蘇南通的農村勞動剩余新題目進行調研時,提出了測算農業剩余勞動力的公式:G=(A-F)/A,此公式中G為剩余,表示農業勞動力剩余度,A為農業總勞動力,F為農田耕作所需的勞動力,其中F=總耕地/x畝/勞動力,“x畝/勞動力”表示每個勞動力全年能耕作的土地面積。確定x涉及兩個參數:(1)每畝需要的勞動日數(用D表示);(2)每個勞動力全年所能完成的勞動日數(用L表示)則X=L/D。宋先生用這一公式測得江蘇南通縣農業勞動力的剩余度為56.8。(宋林飛,1996)。宋林飛有關是否存農業剩余勞動力及其測定方法和前述郭熙保的基本思路是相同的,即以勞均耕地面積為標準來判定剩余勞動力的存在。所不同的是宋的測定方法是靜態的而非動態的趨向,并且在每個勞動力負擔耕地面積中加進了兩個變數:單位勞動力耕種單位耕地的日時數和單位勞動力每年所能完成的工作日數。宋林飛的定義及測定方法充分考慮農業勞動時間存在季節差異,非常符合農業生產的實際。這和當代西方經濟學界廣泛采用的(農業)工時及工時的邊際生產率的升降來確定剩余勞動力思想是一致的。從這方面講宋的定義和丈量方法比郭的定義更進了一步,在量化分析上更具可操縱性。但是,我們以為宋林飛的剩余勞動力定義及丈量公式仍然未能充分考慮農業生產要素投進和農業技術進步等項變動因素對單位勞動力負擔耕地的影響。此外,對單位勞動力年量高工時限度的設定沒有充分考慮不同地區經濟、社會和文化風俗習慣的巨大差異,非凡是不同區域因地勢、天氣、水土光熱等資源條件的不同,單位耕地上投進的勞動工時差別更為巨大。再加之農業技術進步(如免耕法的推廣,產業化育種等)以及資本性投進(農業機械、排灌設備的使用)都隨時影響每個農業勞動力所能負擔的耕地面積的變化。因此,宋的定義及其丈量模型,對某一點上,同質性小區域農業剩余勞動力的測定可能是有價值的,換言之,這一定義模型難以成為具有普遍經濟學意義的概念。最后須要指出的是以地—勞比率為基礎,郭和宋的剩余勞動力定義均將側重點放在農業的種植業上,事實上除種植業外大農業的其他產業如林業、養殖業、畜牧業、漁業以及家庭副業中是否存在剩余勞動力是盡不能用每個農業勞動力所能負擔的耕地面積及其變動來測定的,這也是郭熙保、宋林飛地—勞比率變動測定法的重大局限性之一。

國際標準比較法—H.錢納里“發展模型”。1975年西方著名經濟學家H.錢納里構建了“世界發展模型”。H.錢納里采用庫茨涅茨統計回納法對全世界101個國家1950-1970年的社會統計指標(含27個變量)進行回回分析,得出以人均國民生產總值(GNP)為因變量(Y),其他27個社會經濟發展指標為自變量(X[,n])的回回模型——“世界發展模型”。根據這一回回模型,H.錢納里劃分了人均GNP小于100美元到大于1000美元等9個等級的“標準結構”量表。根據這一量表可以確定和不同等級相應的27種社會經濟指標的標準數值。各個國家或地區便可將自身的實際和這一“標準結構”進行比較從而找出其發展的差距。從H.錢納里的“標準結構”模型中,我們可以發現人均GNP=800美元這一等級下第一產業(該模型稱之為低級產業)勞動力是總勞動力比例的30,當人均GNP=1000美元這一等級時,第一產業勞動力比例降到25.2(H.Chenney,M.Sycquin,1975,38)。宋林飛根據錢納里“標準模型”對中國農業勞動力剩余率的測定為16,在用庫茨涅茨系數對中國價格扭曲因素在錢氏模型高估作了修正后,計算出中國農業剩余勞動力剩余率(他稱為不公道配置率)為13.8,(宋林飛,1996)。筆者按1995年中國的人均GNP等級為800美元左右,農業勞動力占總勞動力比例為52.2的實際數據,和錢氏標準模型相比較,并同樣扣除價格扭曲因素,測得當年的剩余勞動力率為16.4。若按1995年全國總勞動力6.89億為基準計算,當年農業剩余勞動總量為1.13億,和90年代中期官方和國內經濟學家估計中國農業剩余勞動力在1.3-1.5億相比,用錢氏標準模型測得的這一數字顯然存在低估的偏差。我們以為H.錢納里模型為各國測定是否存農業剩余勞動力及其數目比例提供了一個標準,這是很有比較探究價值的模型,但是它的最大缺陷是忽略了各國千差萬別的國情條件,除了各國社會經濟指標通過回回構成了一種純粹形式或馬克斯·韋伯稱之為“理想型”模式之外,更忽略各國文化和制度因素的影響,例如滯留于中國農村的農業勞動力主要是由于人為的城鄉戶籍制度壁壘而不是由于經濟方面的原因不能活動和轉移,這和世界盡大多數發展中國家的情形迥然相異。因此將適用大多數國家發展趨向和特征的模式來套中國農村和農業的情形,很難得出對中國測定農業剩余勞動力有用的結論。

二、中國農村剩余勞動力的新定義

根據中國農村現行經濟體制下勞動力利用的經驗事實,我們試對農村勞動力剩余及其相關概念重新定義如下:

1.農村勞動力:指戶籍所在地為農村社區的人口中15-64周歲的男性和女性個人,但不包括其中的在校學生、服兵役職員,以及因身體原因不能勞動的人等。

2.農村剩余勞動力:專指中國農村中不充分就業的勞動力;所謂勞動力的不充分就業則是指每個單位農村勞動力每年有效工作時數(注:本模型中的工作時數指農村勞動力從事農業(含種植業,林、牧、副、漁業)和非農業(如產業、手產業、商貿、建筑、運輸、教育、文化事業等等)的一切經濟活動所耗費的有效時數(以小時為單位)。但是不包括經濟活動以外的時間消耗,如煮飯、洗衣、就餐、娛樂、閑暇等活動的消耗時數。)低于公認的單位農村充分就業勞動力年度有效工作時數標準,即制度工時數的一種狀態。

3.農業剩余勞動力:指從事農業(含種植業、養殖業、林、牧、漁業)的農村不充分就業勞動力。

通過上述三個概念的界定,我們實際上夸大它的兩點重要含意:其一,農村和農業勞動力剩余的核心和實質是勞動力的利用不足,即就業不充分。其二,按照一個國際國內可以接受的標準,農村勞動力的有效工作時數的多少可以作為判定其是否為剩余勞動力以及對勞動力剩余的程度作出界定。為了說明不充分就業作為勞動力剩余的界定標準的公道性,我們擬對這一新定義的內涵和成立的條件作扼要說明。首先,我們以為用勞動時間或工作時間來計量勞動力就業充分和否是有其經濟學基礎的。早在19世紀中期, 政治經濟學對資本主義本質的剖析——剩余價值理論就是以資本家對工人剩余勞動時間的無償占有為基礎的,事實上,勞動時間(而不是貨幣或其他計量單位)是馬克思在《資本論》中進行理論分析的基本計量單位。馬克思以為商品的價值量是由

生產該商品所耗費的一般勞動量來決定的,而勞動量是由勞動持續的時間來計算的,勞動時間則是用小時、日等作為計量單位。當代一些西方著名經濟學家面對難以用貨幣單位計量的復雜經濟新題目時也廣泛采用時間(往往以小時為單位)作為定量分析單位。例如美國著名經濟學家(1992年諾貝爾經濟學獎得主)加里·貝克爾(Gary.S.Bec-ker)及合作者在構建人力資本積累模型中就避開了價格新題目,而將一個人的童年、成長期受教育的時間,和一生的工作時間甚至先天稟賦條件通通以時間為單位來計量人力資本的積累。反過來看,如前文所述古典經濟學派以“零值邊際勞動生產率”對農業剩余勞動力定義和測度之所以產生缺陷和引起爭議,很大程度上系由農業生產函數中要素投進在質和量上的差異,以及農業生產環境條件的不確定性所致。其他幾種有關農業剩余勞動力的定義及相應的測定方法,如“耕地—勞動力比率變動法”(見郭熙保,1995,166-167,以及宋林飛1996,105-106)、“國際標準比較法”(見Chennery、Msycquin,1975,38)等也出現和“零值邊際勞動生產率”標準和方法相類似的新題目和爭議。因此,本探究嘗試以勞動時間為基本計量單位來定義及丈量中國農村和農業剩余勞動力應當是更公道的選擇。

其次,也應當夸大采用工時作計量標準測定剩余勞動力必須有嚴格的條件限制,即存在必不可少的經濟學的理論條件或假定,而這些條件或假定必須是通過經驗實事驗證為正確的。我們設定的幾個經濟學理論假定如下:

1.經濟理性假定。農民(即農村勞動力)都是理性的經濟人。在中國現行農村經濟制度下,農民從事的一切經濟活動的目的在于追求物質利益的最大化,避害趨利是農民的經濟人本質。

2.工時有效性假定。在農村現行經濟制度下,對土地擁有法定使用權以及對其他生產要素擁有支配權的農民對其勞動時間的支配和利用將是最充分和最有效的。農民不會在自己支配的勞動時間內偷懶。

3.有效工時的同質性假定。根據工時有效性假定,可以將以農村勞動力的有效工時為單位的勞動量視為無差別的、同質的勞動耗費并用以計算勞動力利用的有效程度。

4.勞動力資源自行公道配置假定。在中國農村現行經濟制度下,農民具有自行配置勞動力資源并使勞動力利用效率最大化的傾向(注:所謂傾向是指農民所具有的公道配置自身勞動力資源并使其利用效率最大化的主觀動機,不考慮其客觀效果——作者注。)。因此,以尋求經濟收益最大化為條件的勞動力充分就業是這一傾向的具體化。

保證這一剩余勞動力新定義成立的主要理論條件(或假定)是勞動者工時的有效性,即在當時當地既定的條件下,農村勞動力在和其他生產要素結合時,其勞動時間的利用達到最充分和最有效的程度。這一假定不成立的反面例證是,在另一種制度布置下,(如80年代以前的制度環境下),農村勞動力多數處于“出工不出力”、“三個人的活五個人干”式的“磨洋工”狀態,即勞動力單位工時利用非充分和非最有效的狀態。一旦“有效工時假定”不成立,我們用以測定農村勞動力剩余的定義及相關模型便會“失真”。因此,從一定意義上講,以勞動力有效工時不足為主要內涵的不充分就業來定義農村剩余勞動力僅適用于自1978年以來經濟轉型時期的中國農村。

【參考文獻】

①本模型中的工作時數指農村勞動力從事農業(含種植業,林、牧、副、漁業)和非農業(如產業、手產業、商貿、建筑、運輸、教育、文化事業等等)的一切經濟活動所耗費的有效時數(以小時為單位)。但是不包括經濟活動以外的時間消耗,如煮飯、洗衣、就餐、娛樂、閑暇等活動的消耗時數。 ②所謂傾向是指農民所具有的公道配置自身勞動力資源并使其利用效率最大化的主觀動機,不考慮其客觀效果——作者注。

③阿瑟.劉易斯:《二元經濟論》中譯本,北京經濟學院出版社,1989年版。

④郭熙保:《農業發展論》,武漢大學出版社,1995年版。

⑤宋林飛:《中國農村勞動力的轉移和策略》,《社會學探究》1996年第2期。

⑥H.Chennery,M.Sycquin,PatternsofDevelopment,1950-1970,OxfordUniversitypress,1975.

⑦加里.貝爾克等(人力資本,生養率和經濟增長》,《政治經濟學雜志》98卷,1990年。

⑧羅伯特.盧卡斯:《論經濟發展機制》,《貨幣經濟學雜志》22卷1980年。

篇10

關鍵詞勞動力成本；產業結構；消費需求；中介變量

[中圖分類號]F241 [文獻標識碼]A [文章編號]1673-0461（2017）02-0001-05

一、引言與文獻回顧

改革開放以來，中國豐富勞動力資源推動著世界制造中心的轉移，中國取代美國成為了世界第一制造大國。當前中國經濟步入了“新常態”，結構調整是熱點話題，黨的“十”報告指出了，“推進經濟結構戰略性調整……必須以改善需求結構、優化產業結構、促進區域協調發展、推進城鎮化為重點，著力解決制約經濟持續健康發展的重大結構性問題。”中國產業結構不合理突出表現為制造業產能的結構性過剩和服務業比重偏低（現代服務業發展相對滯后），“十三五”時期推動產業邁向中高端優化產業結構成為了我國全面建成小康社會的重大課題。產業結構作為國民經濟的部門經濟的構成，縱觀我國產業結構的演化過程，工業化、城鎮化、市場化和國際化等推動著產業結構持續升級：1978年GDP在產業間的布局第一產業為28.2%、第二產業為47.9%、第三產業為23.9%，截止至2014年我國GDP在產業間的布局演變成第一產業9.2%、第二產業42.6%、第三產業48.2%。

對于中國產業結構的研究，早期的研究者關注農輕重比例失衡（楊堅白和李學曾[1]，1980），借鑒國外產業結構理論（配第-克拉克定理、二元結構轉變論、不平衡增長理論、部門分析理論和雁形形態論等）學者們分析我國產業結構現狀、特點和發展方向。進入新世紀，勞動密集型產業和服務業發展較快，產業結構的研究內容進一步深化，研究者更加重視產業的內部結構（李江帆和曾國軍[2]，2003；王德文等[3]，2004）。在制造業轉型升級方面，基于“價值鏈”理論劉志彪和張杰[4]（2009）指出，從融入全球價值鏈到構建國家價值鏈，實現兩者協調發展，是全球化條件下實現產業升級的重要戰略；在服務業發展方面，歐陽i等[5] （2014）通過數據的國際比較認為當前中國GDP的產業格局仍然有巨大的調整空間，第三產業①、特別是現代服務業亟待發展。

要素稟賦的變化所帶來要素價格的改變是產業結構調整的重要因素。20世紀90年代以來中國勞動者報酬率持續下降以及近年來勞動力成本的上升（“劉易斯拐點”到來），學者們開始基于勞動力成本視角研究中國產業結構調整問題。微觀的企業面對勞動力成本上升主要是采用轉型和轉移兩種應對方式，相關的研究文獻主要集中在勞動力成本對制造業轉移和制造業轉型的影響這兩個方面。在制造業轉移方面，一國（地區）產業結構是由要素稟賦決定的，最優的產業結構應當和要素稟賦相吻合（林毅夫[6]，2010），基于成本視角Arthur. Lewis[7]（1972）認為勞動力成本上升驅使著發達國家（地區）的勞動密集型產業轉移到發展中國家，推動著產業結構升級。在制造業轉型方面，Romer[8] （1987）強調，高工資驅使著企業加大研發投入，促進技術創新，從而帶動著產業升級。基于內生增長模型林煒[9]（2013）利用1998～2007年期間中國工業企業數據庫，測算勞動力成本對制造業企業創新能力的激勵彈性系數，認為勞動力成本上升對企業創新能力具有正向影響。羅來軍等[10]（2012）研究也認為較低的工資水平削弱了企業采用先進技術設備的積極性，不利于產業結構的高級化調整。通過成本機制（“工資侵蝕利潤”）學者們分析勞動力成本對制造業企業的“倒逼效應”推動制造業的轉移或轉型，進而推進產業結構優化升級。此外，除了成本機制外勞動力成本對產業結構的影響還可以通過收入―消費渠道對產業結構產生影響。收入―消費機制是指勞動力成本對勞動者而言是收入，工資水平的上漲提升了勞動者的消費水平，消費結構得以攀升，由于“恩格爾定律”同“配第-克拉克定理”的內在聯系，由此產業結構得以優化升級。

梳理國內外文獻可以發現，對勞動力成本與產業結構關系的研究學者們從成本機制視角分析勞動力成對產業結構（制造業企業）影響的方面做了大量的工作，但從收入―消費機制視角的分析相對欠缺。基于此，本文從宏觀的消費成長視角分析勞動力成本對產業結構升級的作用機制。

其余部分結構安排如下：第二部分從理論上分析勞動力成本――消費成長――產業結構升級的鏈條關系，并設計實證研究的思路；第三部分實證檢驗勞動力成本――消費成長――產業結構升級的鏈條關系；最后是本文的研究結論及政策含義。

二、理論假設與研究設計

（一）理論假設

一般而言，在工業化的進程中，當一個國家（地區）勞動力成本較低時，產業結構主要是以勞動密集型產業為主，隨著勞動力成本的上升，通過成本機制和收入―消費機制等勞動密集型企業將發生產業轉移或者轉型，從而推動產業結構升級。基于現有的理論研究，勞動力成本對產業結構施加影響，其中一條重要的渠道就是通過推動消費成長進而影響產業結構（也稱收入―消費機制）。消費需求是居民有支付能力的需求，根據凱恩斯的“絕對收入假說”，可支配收入水平是決定消費的最重要因素。勞動力成本對企業來說是成本，換成勞動者的視角就成為了收入，由此勞動力成本是影響勞動者可支配收入的重要因素，進而對消費需求產生影響。人們可支配收入的增加對消費需求會產生兩大影響：消費需求規模的擴大和消費需求結構的升級。一方面，消費需求規模的擴大會帶動產業規模的擴大形成規模經濟，消費市場規模的擴大對創新同時也具有驅動效應（Schmookler[11]，1966），推幼挪業轉型升級。另一方面，消費需求結構的升級會引起產業結構的升級，即“恩格爾定律”同“配第-克拉克定理”之間存在著內在聯系。綜上所述，勞動力成本、消費需求與產業結構之間的鏈條關系可以如圖1所示。

根據上述的理論分析，為檢驗勞動力成本、消費成長與產業結構之間的鏈條關系，本文提出如下待檢驗的系列假說：

H1：勞動力成本對產業結構升級具有正相關關系。

H2：消費規模擴張對產業結構升級具有正向影響。

H3：消費結構升級對產業結構升級具有正向影響。

H4：勞動力成本與消費規模擴張具有正向影響。

H5：勞動力成本與消費結構升級具有正向影響。

H6：消費成長在勞動力成本與產業結構關系中發揮中介作用。

基于上述邏輯和假說，本文將消費成長作為勞動力成本對產業結構升級影響的一個中介變量，并對上述的假說進行實證檢驗。

（二）研究設計

根據圖1所示的勞動力成本、消費成長與產業結構間的關系圖，基于Kristopher[12]（2004）的中介效應模型，本文將勞動力成本作為自變量，將產業結構升級作為因變量，消費需求則是勞動力成本影響產業結構的中介變量，消費成長包含消費規模和消費結構兩大層面的內容，如圖2所示。“總效應”（Total Effect）是勞動力成本對產業結構升級的直接影響，“中介效應”（Mediating Effect）則是勞動力成本通過消費需求（中介變量）對產業結構升級產生的影響（見圖2）。

為了檢驗勞動力成本對產業結構升級影響的消費需求中介效應，參照溫忠麟等[13]（2004）的逐步回歸法本文設計如下一組回歸模型：

ISt=α1+βLCt+μt （1）

Ct=α2+γLCt+εt （2）

ISt=α3+ψCt+ζt （3）

ISt=α4+β′LCt+θCt+ξt （4）

其中，IS為產業結構，LC代表勞動力成本，C表示消費需求（消費規模或消費結構），t是時間標記，μ、ε、ζ和ξ分別為各個回歸方程的隨機項。如果將式（2）代入式（4），我們可得到：

ISt=α5+（β′+γθ）LCt+Ct+κt （5）

在式（5）中，系數γθ度量的就是通過消費需求這個中介變量勞動力成本對產業結構升級的影響（消費需求的中介效應）。由于系數β度量的是總效應，γθ/β則表示通過消費需求這個中介變量勞動力成本對產業結構升級的影響占其總效應的比重（中介效應/總效應）。

三、實證分析

（一）變量選取與數據說明

1.變量選取

本文選取的變量如下：

（1）勞動力成本（Labor Cost）。在我國現行的統計體系里缺乏勞動力成本的統計數據，考慮到工資是勞動力成本的最重要組成部分，本文使用工資來衡量，相關的指標有就業人員工資總額和就業人員平均工資等。本文使用在崗人員平均工資（LC）作為衡量勞動力成本的指標，單位為元。

（2）產業結構（Industrial Structure）。產業結構是國民經濟中一二三次產業的構成，一般來說，其衡量指標有第二產業增加值/GDP、第三產業增加值/GDP和（第二產業增加值+第三產業增加 值）/GDP，本文使用第三產業增加值/GDP和（第二產業增加值+第三產業增加值）/GDP這兩個指標來衡量，分別用IS1 和IS2表示，單位為%。

（3）消費規模（Consumption）。消費規模反映的是經濟社會里消費的總量指標，相關的指標有消費支出總額和人均消費支出等。本文使用居民人均消費支出（消費支出/人口數）作為衡量消費規模的指標，用C表示，單位為元。

（4）消費結構（Consumption Structure）。消費結構是人們在消費過程中所消費的不同類型消費資料的構成，恩格爾系數（消費支出中食品支出所占比重）是國際上的通用指標，我國現行的統計體系里有城鎮恩格爾系數和農村恩格爾系數，缺乏總體的恩格爾系數，基于此本文使用城鎮恩格爾系數來衡量消費結構，用CS表示，單位為%。

2.數據說明

樣本考察期為1980～2014年，本文運用1978年為基期的居民消費價格定基指數剔除掉了價格的影響，對于絕對量指標（LC和C）取對數化（ln）。上述數據皆來源于歷年《中國統計年鑒》和國家統計局的數據庫。經濟變量統計描述見表1。

（二）檢驗結果

根據研究設計，運用中國1980～2014年的時序數據本文對勞動力成本影響產業結構升級的消費需求中介效應進行實證考察，以第三產業增加值/GDP作為產業結構升級指標的檢驗結果見圖3。

圖3的檢驗結果可以看出，勞動力成本對產業結構升級的影響系數為0.0675，通過了10%的顯著性水平檢驗，假說H1獲得了支持。由勞動力成本到消費規模的路徑系數（0.1850）和消費規模到產業結構的路徑系數（0.0866）可以看出，勞動力成本對消費規模具有顯著的正向影響，消費規模對產業結構升級也具有顯著的正向影響，由此假說H4和H2得到了支持。由于假說H1、H4和H2得到了支持，說明了消費規模擴張在勞動力成本對產業結構升級的影響起到了中介作用。基于中介效應模型所測算的中介效應值（γθ=0.0180）占總效應的比重約為26.72%，由此基于消費規模角度的假說H6顯著成立。除通過消費規模這個中介變量外，勞動力成本還可以通過促進消費結構升級推動產業結構升級。根據檢驗結果（見圖3），由勞動力成本到消費結構的路徑系數（-0.0841）和消費結構到產業結構的路徑系數 （-0.2274）可以看出，勞動力成本對消費結構具有顯著影響，消費結構對產業結構升級也具有顯著的影響，假說H5和H3得到了支持。由于假說H1、H5和H3得到了支持，說明了消費結構升級在勞動力成本對產業結構升級的影響也起到了中介作用。我們所測算的中介效應值（γθ=0.0171）占總效應的比重約為25.28%，由此基于消費結構角度的假說H6也顯著成立。

為了進一步驗證我們實證結果的穩定性以增強實證結論的說服力，本文進一步使用（第二產業增加值+第三產業增加值）/GDP作為產業結構升級的指標對勞動力成本、消費需求和產業結構升級間的關系進行實證分析。檢驗結果（見圖4）表明，勞動力成本對產業結構升級的影響系數為0.0601，通過了10%的顯著性水平檢驗，假說H1仍然得到了支持。由消費規模到產業結構的路徑系數（0.0830）可以看出，消費規模對產業結構升級具有顯著的正向影響，與上文的研究結論幾乎一致。在假說H1、H4和H2得到支持的條件下所測算的中介效應值（γθ=0.01230）占總效應的比重約為18.25%，由此基于消費規模角度的假說H6得到了支持。基于消費結構角度，由消費結構到產業結構的路徑系數（-0.4914）可以看出，消費結構對產業結構升級也具有顯著的影響，假說H3得到了支持。在假說H1、H5和H3得到支持的條件下所測算的中介效應值（γθ=0.0393）占總效應的比重約為58.26%，由此基于消費結構角度的假說H6也顯著成立。

綜上所述，回歸結果（圖3和圖4）證實本文的系列假說，通過中介變量（消費需求）勞動力成本對產業結構升級的影響主要是通過消費規模擴張和消費結構升級這兩條路徑。勞動力成本上升對第二、三產業比重尤其是第三產業比重會有顯著的正效應。基于消費需求這個中介變量勞動力成本上升的產業結構調整效應顯著存在，勞動力成本上升有利于國內需求的成長進而促進了制造業升級和服務經濟的發展從而有利于中國經濟結構優化。

四、結論與政策含義

近幾年來，中國的勞動力成本持續上升，突出表現為東部和南部經濟發達地區出現“民工荒”和“招工難”的現象，勞動力成本上升的結構調整效應問題成為學者們關注的一個熱點話題。對勞動力成本與產業結構的關系研究多從成本視角進行分析，從收入―消費視角研究兩者的量化關系缺乏。本文基于消費成長視角首先從理論上分析了勞動力成本、消費成長與產業結構升級三者之間的內在機理，然后基于中介效應模型以消費需求作為勞動力成本影響產業結構升級的中介變量實證檢驗了勞動力成本、消費成長與產業結構升級三者之間的關系，得到如下的研究結論：第一，勞動力成本對居民的消費成長具有重要影響，勞動力成本對勞動者而言是收入，勞動力成本的上升通過其收入水平提升了勞動者的消費水平，推動著居民消費結構的攀升，由此勞動力成本越高的地區，其居民消費規模越大，消費結構更高級。第二，消費成長是產業結構調整所要考慮的不可或缺因素，具體來說，消費需求規模擴張對產業結構升級具有正向影響，更高級的消費結構也更有利于推動產業結構升級。第三，消費成長是勞動力成本影響產業結構升級的一個重要中介變量，也就是說，勞動力成本的變化可以通過影響城鄉居民的消費需求進而作用于產業結構升級。

本文的研究結論對于新常態經濟下調整優化產業結構具有一定的啟示和政策含義，應順應勞動力成本上升的形勢，積極推動發展方式轉變，以供給側結構性改革引導和促進產業結構優化升級。第一，推動“粗放型”發展方式向“集約型”發展方式轉變。勞動力成本是產業結構調整的重要影響因素，當前中國勞動力成本上升對產業結構的優化升級具有促進效應，基于提升經濟增長質量角度不要過于強調勞動力成本上升對經濟的負面影響，政府應順應勞動力成本上升的形勢，鼓勵技術創新等途徑驅動創新、提高勞動生產率，推動“粗放型”發展方式向“集約型”發展方式轉變，引導和促進產業結構優化升級。第二，推動“投資和出口拉動型”發展方式向“消費、投資和出口協調拉動型”發展方式轉變。消費成長所伴隨的消費規模擴大和消費結構升級能顯著推動產業結構升級，因此，在中國產業結構升級過程中，應深化收入分配體制改革驅動消費成長，構建起城鄉居民消費成長的長效機制，從而推動中國經濟結構優化。

[注 釋]

① 歐陽i等 （2014）研究指出，2008年我國第三a業比重為40.1%，遠低于發達國家美國74%的水平，與“金磚四國”的其他國家相比也顯著偏低（俄羅斯為57.8%，印度為53.7%，巴西為65.3%）。

[參考文獻]

[1] 楊堅白，李學曾. 論我國農輕重關系的歷史經驗[J].中國社會科學，1980（3）.

[2] 李江帆，曾國軍. 中國第三產業內部結構升級趨勢分析[J].中國工業經濟，2003（3）.

[3] 王德文，王美艷，陳蘭. 中國工業的結構調整、效率與勞動配置[J].經濟研究，2004（4）.

[4] 劉志彪，張杰. 從融入全球價值鏈到構建國家價值鏈：中國產業升級的戰略思考[J].學術月刊，2009（9）.

[5] 歐陽i，等.大國經濟發展理論[M].北京：中國人民大學出版社，2014.

[6] 林毅夫.新結構經濟學――重構發展經濟學的框架[J].經濟學（季刊），2010（1）：1-32.

[7] Arthur Lewis. Reflections on Unlimited Labor[M].New York： Academic Press，1972：75-96.

[8] Romer. Increasing returns and long run growth[J].Journal of Political Economy，1986（10）：715-743.

[9] 林煒. 企業創新激勵：來自中國勞動力成本上升的解釋[J].管理世界，2013（10）：95-105.

[10] 羅來軍，等.工資水平、勞動力成本與我國產業升級[J].當代經濟研究，2012（5）：36-42.

[11] Schmookler，J..Invention and Economic Growth[M].Harvard University Press， Cambridge， 1966.