农民工变市民的重庆实践：劳动力迁移对收入分配的影响分析

第4章　实证篇

4.1　劳动力迁移对收入分配的影响

本节试图通过对目前劳动力迁移和收入分配开展分析研究，说明迁移对收入的绝对水平和相对结构的影响程度，得出迁移不但可以提高迁移者的收入，还可以降低迁移劳动力迁入地的不公平程度的结论。进一步探索降低迁移制度障碍，促进劳动力资源和资本更有效结合，加快构建和谐社会，保证经济社会持续健康发展的路径。

主要创新性工作包括：

①从劳动力迁入地的角度研究迁移与收入分配的关系。国内现有研究基本上是单独研究劳动力迁移和收入分配问题，很少将两者结合起来研究。特别是因为数据收集方式的限制，国内没有开展过劳动力迁入地的有关收入分配研究。本文利用严格意义抽样调查取得的大样本数据，研究劳动力迁移对收入分配的影响在国内具有创新性意义。

②从大样本微观数据层面开展收入分配和劳动力迁移决定因素的研究。本文使用2005年全国1％人口抽样调查中重庆市的抽样调查数据库，这是国内第一次对有关大样本迁移和收入的调查数据研究。采用基于人口特征的收入群体分解和基于回归方程的收入来源分解这两种方法考察了劳动力的各种人口特征对收入分配差距的影响，并且利用Logistic回归模型研究了影响劳动力迁移的因素和决定程度以及不同类型劳动力迁移原因的差异，清晰、准确地论证了迁移与收入分配的数量关系。

③劳动力迁移对收入分配影响的有关结论。从收入的水平和结构两个方面分析了劳动力迁移对居民收入的影响。现阶段劳动力迁移在大幅度提高收入的同时，第一次观察到在经济发达区域、城镇区域以及特定人群中，对收入分配的不公平程度有抑制甚至降低的作用，即库兹涅茨拐点开始出现。本文的研究表明降低迁移的制度障碍，增强教育投入，提高社会保障水平，增强劳动力的市场竞争力，将使劳动力迁移对收入分配产生更为积极的影响。

4.1.1　劳动力迁移的相关研究

段成荣等（2002）对20世纪80年代以来我国开展的有关人口迁移和流动的调查进行了回顾和总结，提出了进一步完善有关调查的建议。马缨（2004）对人口迁移研究的数据类型和我国近年来人口研究的数据特点进行了总结和讨论。出生地法、前居住地法、居留时间法和普查前某时点的居住地法是直接调查人口迁移的常用基本方法，在实际使用中各有优劣。迁移者回答询问时的记忆误差通常是影响迁移信息获得的关键，所以在现行的国内大型劳动力和人口调查中，根据我国的调查对象基本状况，一般以调查对象户籍登记地和常住地的不一致来判断是否发生迁移行为，即是否离开原户籍所在地的乡镇（街道）半年以上。该种判别方法的优点在于充分利用现有户籍制度的稳定性和居住地的流动性特征，可以根据较为客观的指标来界定迁移，避免被调查对象的主观随意性和理解上的困难造成填报误差。当然在城市地区可能出现的大量人户分离状况会影响对迁移的判断，劳动力的工作地和居住地的分离在一定程度上也影响到较小区域内就业和收入的判断。

迁移劳动力的区域特征。虽然中国劳动力的流动是双向的，但大量劳动力迁移到城镇，较少劳动力迁移到乡村是明显的流向特征。

迁移劳动力的年龄特征。迁移是一种改变，也是一种自身挑战，只有充足的时间享受成果才会有改变的动力和等待改变的信心。年轻是迁移的本钱，年轻在预期和心理上有更强的风险意识，他们对迁移的期望收益有更为强烈的冲动。研究证实，年龄与迁移概率的关系是倒“U”型的（Zhu，2002）。还有研究发现16～25岁和26～35岁两个最低年龄段的人最有可能迁移（Hare，1999）。以上结论与重庆市2005年数据结果是一致的。重庆市低年龄组（16～29岁）中，迁移劳动力的比重高达16％，提高10岁后的年龄组该比重下降到10.4％，40～49岁组的迁移劳动力只占7.5％的份额，50岁以上劳动力中只有2.9％是迁移劳动力了。从劳动力的平均年龄来看，全市城镇劳动力的平均年龄为40.1岁，乡村为45.7岁，而迁入的劳动力平均年龄只有35.0岁。从农村生育水平显著高于城镇这个现象分析，农村人口年龄构成较年轻，劳动力的年龄应该远低于城镇。所以，迁移对迁出和迁入地的劳动力年龄产生重大影响，明显降低了迁入地的劳动力平均年龄，提高了迁出地的劳动力平均年龄。2005年重庆市迁移劳动力中16～29岁占28.4％，16～39岁占49.6％。全国数据比重庆的样本更年轻化，2000年16～35岁劳动力占全部迁移人口的四分之三，16～25岁占全部迁移人口的近一半（蔡昉等，2003）。

4.1.2　劳动力迁移的决定因素

由于我国长期的二元经济结构，农村被普遍认为是劳动力大量过剩，从而使农业劳动力尽快向非农业劳动力的转化显得尤为重要，城镇化成为迁移的关键载体。截至2005年底，我国城镇人口占全国总人口的比重为43.0％，与世界上其他经济发展程度相似国家比较，城镇化水平远远落后于工业化进程。对此，国内的研究重点多是着眼于农业劳动力向非农业劳动力的转化，或者说是更加关心农村劳动力人口向城镇的流动。但是，由于中国的区域经济发展严重不平衡，不同区域的边际生产力存在着极大差异，区域间的迁移随着经济社会的发展得到加快，这就形成了劳动力迁移中的非农劳动力迁移也构成迁移的重要部分。随着我国的经济迅猛发展，城镇化程度的提高和户籍管理制度的进一步松动，户籍制度对劳动力迁移的限制影响逐渐淡化，但从我们在前面的研究中，发现户籍制度直到2005年仍是迁移的障碍，在相当大的程度上不同户籍类型的劳动力有不同的迁移特征，我们认为对不同户籍劳动力的迁移因素进行深入分析是有相当意义的。

1）Logistic回归模型的设立

本章节主要运用2005年重庆市1％人口抽样调查数据研究劳动力迁移对收入分配的影响。选择重庆市作为分析研究具体案例的原因是，从发展阶段和经济社会结构来看，重庆市经济社会发展是中国的缩影，对中国的现状具有很强的代表性，在问题解决和政策建议上，可以为中国探索收入分配和劳动力迁移提供有利的帮助和有益的借鉴。

本研究在样本描述部分通过对抽样数据的统计分析，对劳动力迁移特征作了归纳和分析，但还不能说明各种特征对劳动力迁移的影响程度大小。因此，有必要使用回归方程来判断各种特征对劳动力迁移的影响，进而通过比较农业和非农业劳动力迁移的回归结果，来找出对两种劳动力迁移的异同和影响因素的变化。由于研究对象是迁移行为，结果分为发生和不发生两种情况，所以这里采用了Logistic回归模型。下面对该模型作一个简单的介绍。

Logistic回归模型要求因变量为0或1变量。即要求结果为两种情况，发生（因变量=1）或未发生（因变量=0）。结果为发生的模型表达式为

其中参数λ=β0+β1x1+…+βmxm，因为，由上式可得：

对因变量而言，Logistic模型本质上是一个带参数的二项分布的模型，x1，x2，…，xm为协变量，用这些协变量刻画研究问题中的各种情况，再由这些协变量构成的线性表达式作为模型的参数对应这些相应的发生概率p（y =1）。

迁移函数中包含的解释变量为抽样调查数据中获得的特征变量。定量的变量包括年龄、受教育年限和收入状况（这里取了自然对数），定性的变量为性别、婚姻、户籍性质、城乡性质、居住地区域类型和职业，所有定性变量均使用哑元变量处理。当性别为女时性别变量为0，男为1；有配偶时为1，无配偶时为0；农业户籍为0，非农业户籍为1；离开户籍登记地半年以下劳动力的迁移变量为0，半年以上为1；常住地为城乡和不同区域以及职业类型变量各包括一组变量，当类型与变量名一致时，该变量为1，否则为0，为避免多重共线性（Multicollinearity），回归模型以上三组变量中分别没有包括城市、主城和工人类型。

2）劳动力的迁移回归结果分析

根据重庆市2005年数据建立Logistic回归模型，回归结果见表3.1。劳动力迁移回归方程的Cox＆Snell R2为0.3421，模型所有变量对迁移的影响都很显著。因为-2Log likelihood为81206.90，比较理想，说明方程整体的解释力度较强。对劳动力迁移的影响主要因素分析如下：

经济发达区域对劳动力迁移的吸引力更强。劳动力向城镇迁移的倾向性更强，劳动力向城镇集中的趋势明显，其中又以城市的集中度大大高于镇。根据模型的因素比数比可以看出，镇的迁移强度只达到城市的59.6％，乡村迁移强度只有城市的26.3％。如果把模型的哑元变量更换编码，形成新的模型也可以得出城市迁移倾向比城镇高出67.8％，而乡村迁移强度只有镇的44.1％的结论。

主城地区明显比渝西和库区有吸引力，劳动力不断向主城集中成为迁移的趋势，而库区的吸引力又强于渝西。渝西地区的迁移吸引力为主城的52.9％，库区为主城的55.9％。同样，可以得出主城的迁移强度高出渝西89.1％，库区高出渝西5.8％的结论。库区作为比渝西地区相对落后的地区，迁移倾向更强的现象可以从迁移成本和相对地位得到合理解释。劳动力在外部吸引力相同的情况下，迁移需要一定的基础和条件，自身推力对迁出是有影响的，库区地区就表现出劳动力具有更强的外出能力。传统的迁移推—拉理论在现在也有普适性。

收入是推动迁移的根本动力，这个原因在本方程中得到比较好的支持。迁移增加的收入越高越有利于迁移，劳动力迁移的经济动机十分明显。人力资源在流动中寻找更高的收益回报，体现人的根本目的和动力，也体现人力资本在市场上选择的结果。

受教育年限对迁移影响是负相关，但影响比较轻微，受教育程度的增加并不刺激迁移行为的发生，这个结论与我们的常识性判断有一定出入。原因可能是农村劳动力普遍教育程度较低，庞大数量和比重使他们占劳动力总迁移的比重非常大，这样对总体劳动力有巨大影响。所以有必要按照户籍分组开展进一步的分析，寻找教育与迁移的关系，其中的原因在分户籍性质的回归方程中可以得到更好的解释。

年龄的增加将降低迁移行为的发生频率。年轻是迁移的催化剂，迁移对年轻劳动力有相对大的吸引力，时间可以给年轻人更多的机会，可以经受人生的失败和挑战。这是能够取得共识的一般性结论。

农业户籍的迁移倾向更大，表现出他们对改变自己现状的要求比非农业户籍劳动力更加强烈。较低的社会经济地位对人们的推力是相当巨大的，迁移的机会成本对于农业户籍劳动力相对较小，城乡之间经济收入的落差为迁移提供了较大的空间和较多的机会，如表4.1所示。

表4.1　劳动力迁移方程回归结果（被解释变量：迁移变量）

续表

婚姻和性别的影响方面，女性比男性的迁移动机略强一些，但差别不大。女性的迁移除了有经济原因以外，还有更强烈的婚姻家庭因素影响。在用户籍所在地和常住地判断是否发生迁移的迁入地调查数据中，有配偶相对来讲更具备迁移倾向，婚姻的实现对迁移的长远影响体现出来，而且毕竟现实中有相当的迁移就是因为婚姻和家庭的原因。在现实社会中，因为当前户籍制度的管理逐渐放松，对于迁移者的重要性下降，有许多时候迁移者不会办理户籍的变迁，出现大量“人户分离”的现象。这样时间因素作用的结果使有配偶的迁移概率上升。

不同职业表现出对迁移的倾向程度不同。服务人员、办事员和负责人对迁移的偏好更强烈，农民表现出来的流动性最小（这里指职业，有别于农业户籍劳动力），工人次之，技术人员则居中。表明不同职业在迁移的决定中具有不同的选择性和流动频率，也表明在市场经济中，不同职业的市场需求和稳定性是有明显差异的，更表明职业本身对迁移的巨大影响和不同差别，特别是某些职业像前面分析的那样还有相对地位下降的现象出现。

3）分户籍性质的劳动力迁移回归结果分析

从对农业和非农业户籍劳动力迁移回归结果来看，居住地类型、教育水平、收入、职业特征以及年龄和性别，对迁移行为都有明显的影响。对比两组回归结果，非农业劳动力迁移与农业劳动力迁移影响因素存在较大的差异，如表4.2所示。

表4.2　农业户籍迁移方程回归结果（被解释变量：迁移变量）

迁移方向和强度对于不同户籍性质劳动力有不同特征。农业户籍劳动力向经济发达地区、向城镇迁移的趋势十分明显。非农业户籍劳动力向主城迁移的趋势同样存在，但强度远远小于农业劳动力，并且还出现了向乡村迁移的现象出现，即劳动力的“逆迁移”现象在非农业劳动力中出现，如表4.3所示。

表4.3　非农业户籍迁移方程回归结果（被解释变量：迁移变量）

4.1.3　迁移对收入分配的影响

1）迁移对劳动力收入水平的影响

（1）迁移者与非迁移者的收入比较

①分性别和婚姻特征的迁移对收入的提升作用。迁移使劳动力提高收入1倍以上，对不同性别收入提高幅度基本相同。男性迁移劳动力的月收入为1079元，女性为729元，男性比女性高出48.0％，与非迁移劳动力中男女收入差异比较仅仅高出1个百分点，证明迁移对性别收入差距提高是不敏感。

欠发达地区和乡村男性迁移收入提升优势更明显。在经济发达的主城分性别的迁移者收入提高基本相等并且幅度较小，大约迁移者收入提升幅度为54％。库区迁移者收入增幅最大，男女分别达到93.8％和81.8％。经济发展水平居中的渝西地区分性别增加收入也较多，分别为76.9％和45.1％，也是分性别迁移收入差距拉得最大的区域。迁移对乡村收入提高的贡献度大于城镇，特别是乡村男性提高更为明显。乡村迁移劳动力收入高出非迁移的79.4％，其中男性高出1.31倍。在城镇，迁移对女性收入的提升效果更好，女性提高了1.4倍，男性只增长31.9％。

迁移对于没有配偶的劳动力收入增长的贡献更大，特别是在乡村和经济欠发达地区，无配偶的迁移效果更佳。无配偶迁移者的收入比非迁移的提高了1.33倍，而有配偶的迁移只能提高收入1.04倍。在农业户籍和非农业户籍中无配偶都表现出同样强烈的性别特征。在次发达地区的渝西，无配偶与男性一样，迁移使收入提升的效果最明显，在主城则是有配偶的迁移对收入增长的效果更好一点。城镇劳动力中迁移提高收入的差距在不同婚姻状况中不是十分明显，有配偶迁移提高收入51.0％，无配偶提高61.5％。乡村地区对于无配偶的迁移鼓励效果明显，收入提高幅度高达164.5％，而有配偶只有67.5％。

②分户籍特征的迁移对收入的提升作用。从增加收入角度看，农业户籍更鼓励迁移特别是男性劳动力迁移。迁移让农业户籍劳动者提高了1.2倍的收入，特别是让男性迁移行为提高了1.29倍的收入。非农业户籍劳动者迁移的收益要小许多，大约只能增加收入30％，而且男女之间的性别收入提高的差距较小。

迁移可以减低户籍性质对收入差距的影响。按照前面的分析结论，户籍是影响收入分配的制度因素，在非迁移劳动力人群中，非农业户籍的收入水平高出农业户籍收入的1.60倍。通过完成迁移的作用过程，劳动力收入中非农业和农业户籍的这个差距就缩小为0.56倍，效果是相当明显的。

在经济中等发达区域，迁移提高农业户籍性质收入的作用影响程度最低。渝西地区农业户籍劳动力收入提高76.2％，而主城迁移者中，农业户籍劳动力提高了收入近1.1倍，库区这个幅度也提高了1倍。

在城镇地区，迁移提高农业户籍劳动力收入的效果更为显著，农业户籍迁移者收入在城镇地区提高了90.2％，在乡村只提高了54.3％。非农业户籍性质劳动力迁移的提高效果在城乡均为32％左右，没有明显差异。

迁移行为在降低城镇地区的不同户籍性质收入差距的同时，拉大了乡村地区不同户籍性质的收入差距。前往乡村的迁移者中，非农业户籍劳动力的收入高出农业户籍的1.66倍，非迁移劳动力中非农业户籍收入只高出40.9％。表明迁移到乡村的非农业户籍劳动力带去的不仅仅是简单劳动力能力，还有技术和资金等增加收入的众多元素，可以全面提升当地的劳动生产能力。

③分年龄特征的迁移对收入的提升作用。迁移可以大幅度提高各个年龄段的收入水平，基本不改变分年龄段的收入曲线形状，但对不同年龄别收入的离差有缩小的作用。全部年龄中，30～39岁组平均收入最高，50～59岁组收入大幅度下降。而20～29、30～39和40～49岁组这三个年龄段的收入比较接近，年龄组迁移者收入均值与总体平均值的差距在5％以内，50岁以上组的收入为总体平均值的90％左右。非迁移劳动力中，与总体均值差距最小的年龄段收入差距在6.6％以上，50岁以上组的收入为总体平均值的75％。换句话讲，迁移对50岁以上年龄组收入的提升作用更大，使分年龄收入的倒“U”形曲线变得更加平坦，收入在尾部的降低就不那么明显。迁移对农业户籍提高各个年龄段收入的影响程度要大于非农业户籍。对于农业户籍劳动力，迁移在高年龄组的提升作用更为明显。说明迁移在一定程度上改变了劳动的方式。16～29岁组收入提高90.5％，其他年龄组增长幅度均在100％以上。迁移对非农业户籍低年龄组作用最大，16～29岁组收入提高39.3％，年龄越高收入增幅就越小，50～59岁组增幅最低降低为22.3％。

在不同经济发展区域，迁移对不同年龄段提高收入的作用明显不同，影响程度随着经济发达程度升高而降低。提升幅度最大的年龄段50～59岁组为例，库区迁移收入提高幅度是105.5％，渝西地区增长幅度是95.1％，主城的提高幅度降低到87.3％。所有的年龄段收入都有随经济发达程度而提高，迁移对收入增加的作用有逐渐降低的趋势，如图4.1所示。

图4.1　分年龄的迁移者和非迁移者的收入（元/月）

（资料来源：2005年重庆市1％人口抽样调查数据）

迁移在乡村对各个年龄段收入的提升幅度大于城镇，对城乡内部分年龄段收入增长幅度的效果不同。在乡村的全部年龄段，迁移对收入的影响均大于城镇，在较高年龄段和最高年龄段更加明显。而城镇迁移对最低年龄组提高收入的作用更强。总体上讲，经济社会越发达，迁移越能弱化年龄和体力对收入的影响作用，这就是体力和经验的相互替代作用。

④分职业特征的迁移对收入的提升作用。迁移对各种职业的收入都有提高效果，但职业之间差距是加大的效应。其中，迁移对负责人收入增加的幅度最大，对工人收入提高的作用最小，前者收入上升94.3％，后者只有8.0％的提高幅度。迁移对提高技术人员和办事人员收入的影响相对大于服务人员和农民，前两个职业和后两个职业收入分别提高22％和18％左右，差距并不是十分明显。

迁移在农业户籍中加大职业间收入差距的影响效果更为明显。差距扩大的主要原因在于负责人的收入变化，发生迁移行为的负责人收入比非迁移的增加了2.3倍以上，但其他职业最大增长不超过30％，工人只有3％的微弱变化。非农业户籍中迁移对各种职业收入差距的变化相对小很多，变化最大的负责人收入增加44.5％，最少增幅的工人也有21.8％的增长，如图4.2所示。

图4.2　分职业的迁移者和非迁移者的收入（元/月）

（资料来源：2005年重庆市1％人口抽样调查数据）

负责人迁移到主城是增加收入效应最显著的路径，比当地的非迁移负责人收入高出1.18倍，而到库区的迁移行为却让负责人收入下降了38.7％，到渝西地区也让收入下降了4.1％。另一个迁移区域特征有较大差异的职业是农民，在主城迁移者提高收入37.7％，在渝西和库区分别只有12.4％和10.4％的增长，看来迁移到城市提供蔬菜和副食的农民比提供粮食的边远地区农民有更好的收入。迁移者收入低于非迁移者的现象还出现在渝西地区的工人，到这里来就业的工人收入比当地非迁移工人的收入还要低3.0％。这个现象是否可以解释为当地乡镇企业众多的影响，外来务工人员包括管理者的收入低于当地的以所有者身份进入该行业的劳动力，或者是当地劳动力素质相对较高，对外来劳动力的需求不是那么迫切，这有待找到更准确详实的证据来进一步证实。

城镇地区不同职业的迁移者收入全面高于非迁移者，但以白领阶层提高收入幅度较大，技术人员和办事人员增长20％以上，负责人更是增长87.4％，而农民增长38.6％，服务人员和工人的增幅分别只有17.3％和7.0％。说明城镇对不同技能人员的需求是明显不同的，有一技之长的劳动力与雇佣单位关于收入的议价能力更强。乡村的迁移对职业收入影响无法找到相应规律，负责人和服务人员出现下降，其他职业有不同程度增加，以办事员和技术人员增加较多。可以说明，是劳动力市场供求的结构决定了迁移劳动力不同职业收入变动的方向和幅度。

⑤分教育特征的迁移对收入的提升作用。迁移行为提高各类受教育程度劳动力的收入，但对较低教育程度劳动者的收入增长作用更为明显。其中，小学和初中文化迁移劳动力的收入分别比非迁移的高出114.1％和73.3％，文盲迁移者的收入也比非迁移者高出60.3％。高中文化程度的迁移者的收入相对提高37.2％，大专以上程度劳动者的这个指标只有不到23％的提高幅度。

迁移在对不同教育程度劳动力中，对非农业户籍劳动力的影响大大低于农业户籍劳动力。非农业户籍劳动力中，迁移行为对各种教育程度的收入提高影响程度在15.3％～32.5％，最高和最低的分别是初中和小学程度。在农业户籍中，不同教育的影响程度在迁移中发挥更大作用，小学、初中、高中分别高出119.0％、92.3％和79.8％，提高幅度最低的大专教育程度劳动力收入也有39.7％的增加，如图4.3所示。

不同教育程度劳动力在不同区域提高收入程度是不同的，较低教育程度到发达地区，较高文化程度到欠发达地区的劳动力，收入增长最多。在各种教育程度的劳动力中，小学、文盲以迁移进入主城提高收入最为显著，增长幅度分别达到126.0％和86.7％，依次迁移到库区和渝西；高中以迁移到库区效果为最好，收入高71.9％；大专和大专以上的劳动力，渝西是他们最好的选择地，分别可以提高收入13.6％和39.9％。这里也说明，物以稀为贵在不同区域劳动力市场上仍然有不同的收入效果。

图4.3　分教育程度的迁移者和非迁移者的收入（元/月）

（资料来源：2005年重庆市1％人口抽样调查数据）

城镇和乡村迁移劳动力收入同样高于非迁移者，但迁移缩小了城乡收入的差距。城乡迁移者的收入差距明显小于非迁移者的差距，前者收入差距是1.86∶1，后者差距只有1.41∶1。较高文化程度的迁移目的地为乡村对收入提高幅度更大，文盲和小学文化程度的劳动力迁移到城镇是他们更好的选择，初中及以上的教育程度劳动力到乡村增加收入幅度为47.1％～100％，在城镇只有21.6％～42.2％。这里的规律与不同地区间迁移增加收入效果差距的规律完全一致。

（2）迁移者与原迁出地收入的比较

全市迁移劳动力的月平均收入是927元，市外迁入到本市劳动力的收入是1003元，市内迁移劳动力的收入为911元。全部迁移劳动力中只有17.8％是重庆市外的迁入者，由于没有相应的迁出省市的相关收入数据，因此以下分析我们只对重庆市内的迁移劳动力收入进行原迁出地的比较。

由于我们的调查没有迁入劳动力本人迁移前后完整的追踪调查数据，因此只能以迁出地的收入进行替代比较。因为前面已经得出迁移劳动力收入除了极个别分组稍稍小于非迁移劳动力，在其他各种分组都高于非迁移劳动力收入的结论，所以我们没有必要在原迁出地中对迁入劳动力的较高收入进行扣除。迁移劳动力的现实收入相对原迁出地收入是明显提高的。全市劳动力的收入水平为485元，如果扣除迁移者，则收入只有444元，而迁移者的收入比全部劳动力高出87.8％，比非迁移者高105.2％。

①不同迁出区域对收入增长的影响。迁入迁出地的差异决定了迁移对收入的影响程度和增减变动方向。迁入目的地是重庆市经济社会最发达的主城的迁移者收入增长最多。无论什么区域的劳动力，只要能够在主城落脚站稳，那么收入至少比原居住地增长45.2％，最多的可以增长135.7％。库区作为三大区域中经济社会发展水平最低的地区，迁出者迁移后的收入增长幅度最大，只要有能力能够迁出，收入就至少增长83.7％。迁移区域的比较优势在迁移的收入效应上得到体现，主城迁出的劳动力到渝西后收入要降低，而迁移到更为落后的库区收入会出现增加现象。渝西的劳动力的最好去向是库区而不是经济发达的主城。所以，迁出地和目的地的最佳组合是，发达地区的劳动力最好在本区域内迁移，处于中等发达地区的劳动力应该到比自己更落后的区域求职，落后区域的劳动力到发达地区发展是改变处境的最佳选择。除了发达地区有较高的劳动力生产率带来的较高收入水平外，知识互补与收入递增理论可以解释为什么迁移到发达区域，劳动力的收入可以大幅度提高。劳动力对知识投资的回报率要取决于所有人的知识投资而且并非他自己。具有特定教育水平的劳动力在与技术水平相当的劳动力共同工作时，自己的生产效率会更高，收入也会更高。

②迁移中的城乡差别对收入增长的影响。城镇化的方向就是劳动力迁移的方向，无论哪个区域的劳动力进城对自己的收入提高都是有利的。落后地区劳动力的城镇化进程改变收入状况最为显著，库区劳动力进入城市提高收入116.3％，而主城劳动力进入城市只提高47.6％，这其中的原因当然与收入的落差有关，但至少在一定程度上说明不同发展区域收入的趋同和收敛。城市、镇、乡村的经济社会差距是明显的，迁移对收入增加的改变趋势与他们之间的位置一致。当然，不可否认，能够在高收入地区立足的劳动力应该是比无法立足的劳动力更为优秀，迁入环境对劳动力的素质已经进行了筛选。迁移作为劳动力资源或人力资本的流动，在相当程度上缩小区域和城乡的收入差距。只要收入存在一定程度的差距，这个差距大于迁移成本，那么劳动力的迁移就会继续下去。只要城乡差距存在，劳动力迁移流向的趋势仍然是离乡进城，如表4.4所示。

③不同迁出地对劳动力特征的收入增长的影响。相对落后地区的男性迁移效果更好。迁出地为渝西和库区的男性劳动力迁移后的收入增长幅度大于女性迁移者，而主城女性劳动力迁移后的收入增幅比男性劳动力更大。

表4.4　不同区域迁移前后的收入增长幅度

资料来源：2005年重庆市1％人口抽样调查数据。

农业户籍劳动力的迁移收入不论迁出区域如何均表现出大大高于非农业户籍的增长幅度，落后地区迁移对收入贡献更大。非农业户籍增长在区域之间差距不明显，基本维持在13％～16％的增长水平。迁出效应在农业户籍中的推力有巨大示范性，鼓励了更多的迁移行为发生。

在各种职业的迁移中，负责人和农民表现出很强的迁移效应和迁出地特征，从主城迁出对收入增长的贡献分别达到37.8％和48.7％，另外两个区域简单算术平均的迁移收入增长幅度也分别达到为25.9％和27.9％。

库区的迁出劳动力对收入增长是全方位的促进，在各个年龄组的增长离散程度最小，相对其他两个区域情况比较，除最高年龄组外，其他年龄组的增长幅度都是最大。这个结论与迁入地的特征基本一致，如表4.5所示。

从主城迁移劳动力中分析，文盲和小学文化程度的迁移效果最好，收入增长幅度在三大区域中处于领先地位，而初中、高中、大专程度的迁移收入增长以库区最高，本科以上文化程度的迁出效果却是以渝西地区最好。这种现象从另一个侧面反映经济社会发展对不同文化程度劳动力提供的需求空间是不同的，落后地区人力资源容易流失，人才的需求是有很强的区域结构和发展阶段特征。

从以上分析可以清晰地看到迁出地的不同推力在迁移行为中的作用，落后地区和乡村对劳动力迁移的推动更加强烈，农业户籍的推力也是相对突出的，教育程度、性别、年龄特征在不同区域呈现不同的特征。

表4.5　不同特征迁移前后的收入增长幅度

资料来源：2005年重庆市1％人口抽样调查数据。

（3）迁移对住房状况的影响

以上我们主要是对迁移劳动力的收入流量开展了研究。本次调查还为我们提供了常住人口的居住状况，从另一个侧面为我们提供了家庭收入存量的主要部分，即住房状况的分析可能。蔡昉（2001）认为，如果把中国的劳动力迁移看作经济发展和产业结构变化的一个必然经历的过程的话，与其他发展中国家正在发生的，以及发达国家早期发生的劳动力迁移一样，这个迁移包含了两个过程。第一个过程是劳动力从迁出地转移出去，第二个过程是这些迁移者在迁入地居住下来。迁移劳动力能不能长期稳定下来，住房非常关键。下面我们利用2005年重庆市1％人口抽样调查有关住房情况对迁移户和非迁移户进行分析。样本范围与前面研究相同，家庭人口中只对家庭户内的劳动力开展研究。本研究的迁移户是指家庭户中有迁入劳动力的家庭户，而不是仅仅是家庭中全部劳动力为迁移劳动力的家庭户。这次调查中，全市的16520个迁移劳动力分布在11109个家庭户中，平均每个迁移家庭户中有迁移劳动力1.49人。

①迁移户收入状况明显好于非迁移户。迁移户家庭的总收入状况明显好于非迁移户，户均收入高出1倍以上，劳动力人均收入水平高出非迁移户96.8％。在分城乡的家庭户中，不论迁移户和非迁移户，城镇劳动力的平均收入大大高于乡村家庭户，迁移户和非迁移户中劳动力收入分别高出97.5％和101.3％。分地区的情况是，经济发达区域的劳动力人均收入也大大高于欠发达地区。三大区域中，迁移户的劳动力收入在主城、渝西和库区之间的比例为1.67∶1.04∶1，非迁移户的该指标的比例为1.96∶1.18∶1。

在样本家庭户中，迁移户的户均劳动力规模比非迁移户大5％左右。分城乡的状况看，城镇家庭户的户均劳动力规模小于乡村的户规模，在迁移户和非迁移户中呈现同样的特征。这于现代城镇家庭的生育行为和生活模式有密切关系，较低的生育要求和生活中小家庭强烈的分家愿望使得非迁移户乡村家庭劳动力数量大于城镇家庭户10.0％，迁移家庭户劳动力数量乡村大于城镇家庭户34.4％。按经济社会发展程度分，发达区域的家庭户户均拥有劳动力数量明显小于欠发达地区，表现为主城的家庭户劳动力规模最小。以上家庭户的收入和户规模劳动力数量状况与一般规律吻合，从一个角度说明数据质量有相当保证，如表4.6所示。

表4.6　户均劳动力和收入状况

资料来源：2005年重庆市1％人口抽样调查数据。

由于劳动力的收入水平和户均劳动力数量的差异，迁移户和非迁移户的户均收入差距有拉大的趋势。迁移户的户均收入达到每月1658元，比非迁移户多出107.3％。迁移户相对于非迁移户来讲，户均劳动力数量较多，劳动力收入水平较高的共同作用的结果。各种分组的结果户收入与劳动力收入的基本趋势相同。

②非迁移户的住房状况好于迁移户。虽然迁移户的劳动收入流量状况是显著好于非迁移户，但是长期城乡分割现象的存在，福利分房制度的影响，长期生活的住房积累，体现在固定财富的积累上非迁移户有相当的优势，在住房条件上非迁移户要好于迁移户，如表4.7所示。

表4.7　户均居住状况

资料来源：2005年重庆市1％人口抽样调查数据。

从住房建筑面积（以下均为建筑面积）来分析，非迁移户的面积大于迁移户35％，比迁移户户均居住面积多出28个平方米。分城乡看，非迁移户与迁移户的住房主要差距是在城镇地区，而乡村的住房面积差距只有8平方米左右。三大区域中，迁移户的居住面积基本上维持为非迁移户的80％左右，没有显著的区域结构差异。经济越发达，户均的住房面积相对较小，这就是城镇化发展的必然结果，体现了居住的集约化和城市的高房价。

从住房来源上看，迁移户购房和建房的比例明显小于非迁移户。迁移户的购房和建房的比例为52.5％，也就是说还有47.5％的迁移户是居住在租赁的房屋里。相应非迁移户的自有住房的比例高达91.5％。从城乡和三大区域看，这种差距非常清晰，非迁移户在乡村和非经济发达区域的自有住房比例相对于城镇和经济发达地区更高。

③迁移户的住房支出大大高于非迁移户。由于是迁移来到常住地的时间不长，近几年的房地产价格上涨迅速，迁移户在居住上的支出大大高于非迁移户，购房和租房两个方面都是明显的。这就体现了迁移的居住成本，是迁移的负效用。但是由于本次调查取得的住房购买价格是购房时的成交价格，不能完全反映住房现实的市场价格，所以不能简单把它等同于家庭户的财富积累。

虽然迁移户的居住面积较小，自有住房的比例较小，但他们承担的户均购房支出却高达3.5万元，比非迁移户高出46.4％。如果考虑到购房和建房的单位面积购买成本，那么迁移户的单位购房价格是非迁移户的3.45倍。从这里可以看到迁移的居住成本是比较高昂的，迁移的时间也是有价值的。在乡村，由于没有福利分房的影响，房屋市场价格上涨幅度远远低于城镇，房屋的供需矛盾没有城镇地区突出，迁移户户均的购房费用低于非迁移户。但是乡村的购房单位面积支出迁移户仍然高出非迁移户47％，如表4.8所示。

表4.8　户均居住开支状况

资料来源：2005年重庆市1％人口抽样调查数据。

在每月的房租支出上，迁移户大大高于非迁移户。迁移户每月的户均租房开销近100元，而非迁移户才不到5元。这种差距在城镇地区是明显的，而农村非迁移户基本上是不需要租房，他们几乎完全都居住在自有住房里，迁移户的住房费用也相当低。这体现了劳动力迁移的流向和起点，住房供求关系与价格的关系。随着经济的发展，迁移户和非迁移户的租房支出上升明显，这于当地的房价和租房比例有关。

如果按照购房和租房价格的正常比值，购房价格相当于20年的租房价格，我们可以计算出迁移户每月比非迁移户多付出46.7元的住房支出，加上现实租房的差价，迁移户每户每月的住房开支比非迁移户多支出141.8元，分摊到家庭成员，每人增加住房支出73.9元。这个支出与迁移带来增加收入比较是迁移者可以接受的，所以从成本角度看迁移是有收益的。

④迁移户的购房和租房状况。迁移户中，购房户和租房户的收入总体上看是基本相同，月收入为1600元以上。但分城乡可以看到，城镇地区的购房户的收入高出租房户20.2％，乡村却低于租房户61.0％。可以这样讲收入状况较好的迁移户在城镇更趋向于买房，在乡村更愿意租房。这个现象在分区域中是在发达地区，收入条件好的迁移户喜欢买房，欠发达地区，却偏向于租房。同样体现迁移户对迁入地的满意程度和居住的时间愿望，如表4.9所示。

表4.9　迁移户的购房和租房状况

资料来源：2005年重庆市1％人口抽样调查数据。

从住房面积看，购房户的居住条件明显好于租房户，户均面积比租房户多出1倍以上。在城镇这种现象比乡村显著，在经济不同发达程度的地区，这个现象都可以明显地观察到。

根据以上分析，虽然我们没有相应数据去计算迁移者全部新增费用，但住房的开支对于迁移者来讲是完成迁移的主要成本部分，可以初步得出迁移者的住房条件和住房方面体现的财产积累与非迁移者有明显差距的结论，这个差距需要用时间来弥补。迁移者在住房方面的支出相对增加的成本是由于迁移带来的增加收入是完全可以接受的。迁移者的自有住房比例超过50％，这从一个侧面说明当前迁移的稳定性和迁移者对迁入地的信心。

2）迁移对劳动力收入差距的影响

（1）迁移使不平等程度上升，迁移者比非迁移者相对公平

根据数据我们可以得出结论，重庆市的迁移者收入在高出本地非迁移者一倍以上的前提下，迁移者的基尼系数却比非迁移者低0.042个点。收入提高不一定带来分配的更加不平等，不平等程度的加大一方面是收入的阶段性必然现象，另一方面是制度和历史因素的作用。迁移者0.382和非迁移者0.425的基尼系数至少说明，当前重庆市迁移本身对收入分配的公平性可能是有一定促进作用的，至少迁移者内部的公平程度是比非迁移劳动力内部较高的。

（2）迁移提高性别内部的公平程度，缩小分户籍性质间的收入差距

迁移对不同性别收入差距都有降低的作用，但对男性更加明显。迁移使男女基尼系数分别下降了0.068和0.009，性别之间的基尼系数差距是呈缩小的趋势。男性实际收入水平高出女性48％以上，通过迁移收入的提高幅度也略高于女性。虽然男性其分性别内部的不平等程度下降得更快，但尚未达到使男性基尼系数下降到低于女性的程度。迁移对男女的平均收入有轻微拉大的作用，由没有迁移时的1.47∶1扩张到迁移后的1.49∶1。

分户籍性质迁移者的基尼系数均高于非迁移者，迁移的结果是提高了分户籍性质内部的离散程度，降低了分户籍性质收入的公平程度。迁移的结果让农业和非农业户籍内部的不平等程度还在继续上升，两者之间的差距还在进一步拉大。这充分说明长期实施的户籍制度把居民造成分割的障碍惯性巨大，目前对收入分配的影响并没有消除，还有进一步加大的可能。另外，迁移使农业户籍劳动力收入上升程度大大高于非农业户籍，大幅度收入增长的同时也带来不平等程度的上升，但是迁移带来非农业户籍与农业户籍平均收入的差距却由2.60∶1缩小为2.56∶1。当前的户籍制度形成的分割障碍还是比较明显，不同户籍制度劳动力在就业、教育、医疗和养老等享有不同社会保障程度，限制和制约了迁移给劳动力带来的平等优势的充分发挥。虽然经过多年的改革，户籍制度特别是一系列依附于城市区域和非农业户籍特有的福利制度仍然存在，劳动力在地区之间的迁移存在很多障碍和限制，迁移的条件、迁移的机会、迁移的风险和迁移的成本在不同类型城市和城乡之间都是不相同的。

（3）迁移降低经济发达地区和城镇地区的不均等程度

冯虹等（2005）认为人口流动与迁移对城市收入分配的影响有几个方面：增大就业压力，提高失业率，导致城市贫困人口增加；推进劳动力市场分化，加大收入分配差异；流动劳动力的城市边缘化，增大城市社会均衡化的难度。长期看有利于资源配置的优化和城市化的进程，短期看加剧城市收入分配的分化，甚至使城市的贫困问题更加突出。

目前重庆市迁移行为在发达地区已经开始能够提高收入分配的公平程度，降低了区域之间的基尼系数差距。主城迁移者的基尼系数是0.375，明显低于非迁移者0.440的不公平程度，并且对主城总的收入公平程度有了改善，使主城全体劳动者的基尼系数下降到0.432，比没有迁移发生时降低了0.008。渝西和库区的迁移劳动力虽然也有相对较低的基尼系数，但没有能够降低各自区域内部的不公平程度。估计降低该区域内部基尼系数的阶段还要等到迁移强度提高到一定程度后才能到来。当前主城的迁移劳动力占全部劳动力的比重是23.7％，渝西和库区的比例分别只有5.5％和4.6％。从区域间分析，迁移使区域之间的基尼系数差距下降，最高和最低区域间的差距从0.063降为0.048。数据可以说明，当前区域之间的均等化现象也开始出现，如表4.10所示。

表4.10　迁移前后基尼系数的变化

续表

资料来源：2005年重庆市1％人口抽样调查数据。

在城镇地区，同样出现迁移能够降低该地区基尼系数的现象，同时还可以缩小城乡之间的基尼系数差距。城市和镇的迁移者的基尼系数不但大大低于各自地区的非迁移者，而且使各自地区的基尼系数分别降低了0.006和0.004。乡村的情况正好相反，迁移者的基尼系数大大高于非迁移者，当然就推动了乡村的收入不平等程度的继续上升。总的来看，迁移可以降低城乡之间的基尼系数。没有发生迁移时，城乡之间的基尼系数差距为0.074，发生迁移后其差距缩小为0.064。城市、镇和乡村的迁移劳动力占各自全部劳动力的比重分别是23.0％、10.5％和2.0％，这说明迁移强度对收入分配的巨大影响。

城市和镇地区迁移降低基尼系数的梯度现象十分明显。主城的城市和城镇区域分别降低基尼系数0.008和0.002，渝西的城市区域降低了0.024，库区的镇降低了0.002。在经济发达和城镇地区，迁移对分性别的基尼系数有降低的作用。在主城，迁移使男性基尼系数没有发生改变，但使女性基尼系数下降了0.01。在城市，迁移降低男性和女性基尼系数0.004和0.015，在镇分别降低0.001和0.004。女性劳动力的迁移降低基尼系数效果比男性显著。

但是，当前迁移对城乡之间、地区之间平均收入的差距是扩大的作用。城乡之间收入差距由迁移前的2.03∶1扩大到迁移后的2.18∶1，主城、渝西和库区的收入差距也由1.97∶1.19∶1变化为2.14∶1.18∶1。劳动力迁移具有缩小城乡之间和地区之间差距的作用，主要是通过迁移使城乡劳动力市场均衡。劳动力迁移意味着城市的劳动力需求曲线向左下方移动，农村劳动力供给曲线向左上方移动。如果劳动力流动不足以形成足够大的力量，将城市劳动力市场劳动力供给曲线向右下方移动，农村劳动力市场需求曲线向右上方移动，或者甚至发生相反方向的变化，在劳动力迁移发生的情况下，城乡收入差距也仍然会保持甚至扩大。这是迁移对收入分配影响的阶段性现象。

（4）迁移提高职业内部和职业之间的不平等性

相对来讲，大多数职业内部的收入差距并不是太大，技术人员、办事员、农民和工人的基尼系数在0.3以下，服务人员为0.349。由于负责人的范围和差异程度非常大，是所有职业中最具有创业才能和冒险精神的人群，决定了它的基尼系数高达0.479。迁移的结果是，迁移者中除工人以外的全部职业的基尼系数都比非迁移者高，说明迁移加大了职业内部的收入差距，结果都推动了各自职业内部收入不均等性的上升。迁移的结果虽然提高了全部职业的收入水平，但同时也拉大了职业间收入的差距。工人迁移对收入提高幅度远小于其他行业，负责人的提高幅度则高出其他行业4倍左右。迁移在提高收入的同时也提高了分配的不公平程度。迁移的这种效应是劳动力价值体现更加市场化的选择结果，是劳动力能力的更好体现。

当然也有特殊情况发生，如工人的收入差距由于迁移的作用在不同区域分组时有缩小的趋势，在户籍分组中的农业户籍、区域分组中的渝西、城乡分组中的城镇都出现迁移降低收入基尼系数的现象。负责人在相对落后地区以及镇和乡村，迁移的发生也使基尼系数下降。

（5）迁移增大了年龄组内部的不平等程度

从数据可以看到，分年龄的基尼系数为倒“U”形状。与非迁移者作比较，低年龄组迁移者的基尼系数较低，高年龄组的基尼系数较高，但迁移现象对组内的基尼系数都起到了提高的作用。从收入提高幅度看，低年龄组提高幅度小于高年龄组，同样反映了不同收入增幅对公平的影响，较高幅度的收入增长可能加大分配的不公平性。由于高年龄组的基尼系数提高较快，组间的基尼系数的差距在缩小，不平等程度的最高组与最低组的差距由没有迁移时的0.106降低到0.097。

劳动力类型决定了迁移行为对不同年龄的收入平等的影响。脑力劳动比重较大促使非农业户籍、经济发达和城市地区的高年龄组基尼系数高于较低年龄组。相反体力劳动占主体让农业户籍、欠发达和乡村地区低年龄组收入分配的不均等程度更高。以上现象说明脑力劳动比重的增大使年龄和经验一定程度上开始替代体力差异的地位，劳动力的层次是在不断提高，在迁移者收入分配中表现得更为突出。

（6）迁移推动不同教育程度收入的内部分化

教育对收入不平等的影响在教育扩展的不同阶段是不一样的，即在教育扩展的早期，它倾向于扩大收入不平等，而在后期则倾向于缩小收入不平等（赖德胜，1997）。这种情况在重庆市可以找到相应的数据支持。我国若要缩小收入差距，实现共同富裕的目标，就必须大力发展教育，特别是要提高落后地区和低收入人群的受教育水平。因为我国无论是成年人识字率还是中学入学率抑或是劳动者平均受教育年限都已超越了使收入不平等发生转折的水平，即继续发展教育的净效应将是缩小收入不平等。

分教育程度的收入不公平程度是呈倒“U”形状分布，迁移没有改变不同教育程度分配的公平性质。初中、高中和研究生文化程度迁移者的基尼系数低于非迁移者，但其中只有高中和研究生程度的迁移降低了组内的不公平程度。这里的原因是高中文化迁移的绝对量和相对量都较大。高中文化迁移的绝对数量仅次于初中文化，超过大专以上文化程度24.5％，占全部迁移劳动力的21.6％。高中教育程度迁移的相对强度较大，占该文化程度总体的比例为18.2％。文化程度的提高迁移倾向也随之提高，高中是一个斜率变化的拐点。高中以前每提高一个文化档次，迁移率增加一倍，高中以上文化程度的迁移率仅仅上升5.7个百分点。迁移的数量和强度达到一定程度，以及迁移对收入提高的幅度作用不是太大（高中迁移提高收入37.2％），自然就促进了组内劳动力收入公平程度的提高。对不同区域来讲作用不同，高中文化程度的迁移降低了渝西和库区的基尼系数，但在主城基尼系数是增加的。

总的来讲，现阶段迁移对收入分配公平程度有一定影响，迁移者的内部公平程度要高于非迁移者，虽然迁移还没有能够降低全体劳动力者的收入不平等的现状，但在发达地区、城镇地区和高中文化程度的劳动者中，已经开始出现迁移降低基尼系数的现象。迁移对于库兹涅茨拐点的到来将起到积极的推动作用，可以在迅速提高劳动者收入的同时，抑制不公平程度的大幅度上升，只要迁移的强度和数量达到一定程度，现阶段已经开始可以降低收入分配的不公平程度。

4.2　农民工返乡创业的社会经济影响

农业收入的增加成为农民工由外出务工地向家乡回流的直接因素。农村外出劳动力的回流，是继“民工潮”和20世纪90年代中期民工短暂回流之后，当代中国农村人口流动的又一引人注目的现象。但是，这次民工回流有着与20世纪90年代中期民工回流本质上的不同之处。此次回流，既有第一代民工年龄增大、不适应城市产业升级的要求等方面原因而出现的被动回流，也有农业生产净收益增加、农村发展的外部环境变好、回乡吸引力增加等因素形成的主动回流，同时，此次回流还是在东部愈演愈烈的“民工荒”这一背景下出现的，与长期以来我国劳动力无限供给的理论判断形成鲜明的现实悖论。一边是外出民工大量返乡，一边是愈演愈烈的“民工荒”，是什么原因使得成千上万的空缺岗位与上亿的农村剩余劳动力之间形成了断裂？

就此，本章围绕“西部地区农村外出劳动力回流动因及对策”，以重庆为样本，结合西部农村劳动力流动的实际情况，希望建立一个分析农村劳动力回流的理论模型，来定量分析影响民工回流的包括宏观经济环境的变动、体制政策的障碍以及外出劳动力的自身因素等在内的各个因素，探析这一社会现象蕴涵着的重大政策和战略意义，分析新农村建设与劳动力转移之间的关系，针对劳动力回流问题为政府决策提供有说服力的政策建议。

4.2.1　农村劳动力回流的推—拉合力理论框架建立

劳动力迁移和流动的理论解释具有相当长的历史，这可以一直上溯到19世纪80年代英国统计学家拉文斯坦提出的著名的“迁移法则”（Ravenstain，1885）。其后，劳动力的流动便成为了各相关学科学者的密切关注，经济学家和社会学家为人口迁移的研究作出了重大的贡献，他们使用不同的分析方法从不同的方面解释了流动行为（朱农，2005）。

本节主要围绕劳动力回流的相关理论，来构建本文研究的理论框架。国内外关于劳动力回流研究的理论较为丰富，本文主要借鉴了六大理论：Lewis的二元经济结构理论（Lewis，1954）；拉尼斯-费景汉关于劳动力转移的三个阶段的划分（G.Ranis，J.Fei）；乔根森模型（Jogenson，1967）中关于城乡工资增长、农业发展的相关理论；Todaro模型（Michael P.Todaro，1969）中关于劳动力转移与回流的经济行为和预期收入假说；新迁移理论（Stark）中对于劳动力回流与是否以家庭为单位的研究和非经济因素变量的引入；推—拉理论（Donald Bogue，1959；E.S.Lee，1966）中双推力、双拉力理论。重点介绍了推—拉理论，在西部农村劳动力流动过程中，“推—拉”理论能较好地解释劳动力的流出和回流两个方面的运动，西部经济的不断发展和各地区间发展水平差距的变化，造成“推力”和“拉力”合力的变化，从而引起劳动力流动方向的变化。我国农村劳动力回流理论框架如图4.4所示。

图4.4　我国农村劳动力回流理论框架图

基于上述劳动力流动理论的主要流派和模型与西部实际，吸取六大理论精华，构建本章节核心理论，即以推—拉理论为基础构建了研究的理论框架，为后面的实证研究提供理论指导。

1）劳动力回流的主要推—拉因素分析

劳动力的迁移是对迁移者的一种行为学研究，其涉及因素多且复杂。传统的推—拉理论从力学角度出发，将影响迁移者行为的各种因素转化为力的形式，即推力和拉力，并通过对力的大小和方向来判断迁移者的最终迁移行为。此模型将纷繁复杂的行为影响因素系统化、定量化，对劳动力迁移行为有较好的说服力和研究的适应性，因而被广泛地应用于发展中国家的人口迁移行为的研究，在国内的研究被应用于农村劳动力的乡—城迁移，普遍的研究结论在于农村劳动力受到城市拉力和农村推力的作用，力的最终方向指向城镇，因而农村剩余劳动力向城镇迁移。

然而，随着2004年，广东、福建等沿海地区爆发了20多年来的首次“民工荒”，很多企业出现招工难现象。通过对这一现象的深入分析，笔者发现，传统的推—拉模型很难解释中国这一特殊体制和经济背景下的农村劳动力迁移现象。笔者深入到重庆市几个典型的劳动力输出地点的调查发现，导致“民工荒”的原因在于有相当比例的农村劳动力由原来的外出转而返回家乡。

诸多因素造成了外出劳动力的回流，包括个人因素、家庭因素以及宏观经济政策等因素。个人因素主要有回流者的性别、婚姻、年龄、文化程度，分别用X1，X2，X3，X4表示；家庭因素主要包括回流者家中劳动力数量、家中老人数量、家中学龄前及学龄儿童数量、拥有耕地情况，分别用X5，X6，X7，X8表示；此外，外出者累计打工时间既能在一定程度上反映劳动力家庭收入状况，也能反映城镇对农村劳动力的需求或者吸引力，这里用X9表示；宏观经济政策的影响主要通过农业收入表现出来，因而可用劳动力家庭的农业收入表示政策因素，设为X10。

2）推—拉合力理论模型的建立

基于上节的分析，农民工的回流意味着有一种对农村推力和城市拉力的反作用力在牵引着农民工返乡，且这种反作用力在某种程度上或者对某些农民工的影响超出了原有的作用力。基于这样的理念，笔者在原推—拉理论的基础上大胆推断：在农村劳动力迁移的影响因素中，农村不仅存在推力，同时存在拉力；同时，城镇对农村劳动力不仅存在拉力，同时也存在着对农村劳动力的推力作用。并且，每一种作用力都同时存在拉力和推力作用。

因而，劳动力迁移的推拉是双因素的，尤其对于贫穷、落后的西部和重庆的农村劳动力而言，劳动力迁移的最终决定因素不是简单取决于农村推力与城市拉力的合力，而是取决于农村每一种影响劳动力迁移因素的推力形成的合力即“农村推力”、每一种农村拉力合力即“农村拉力”、每一种城市推力合力即“城市推力”、每一种城市拉力合力即“城市拉力”。并且，这4种作用力在以重庆为代表的西部地区将农村劳动力的迁移决策置于“农村推力+城镇拉力=继续外出”与“农村拉力+城镇推力=回流或留在农村”这样两个各自封闭的循环圈内。

图4.5　农村劳动力转移决策推—拉模型示意图

因而，这4种作用力的总合力的最终合力方向才能决定劳动力的迁移方向。用F表示这种合力，即：

其中：i = 1，2，…，n；Lai为农村拉力，Tci为城镇推力，Tai为农村推力，Lci为城镇拉力。

当F＜0，即Σ（Lai + Tci）＜Σ（Tai + Lci）时，农村劳动力选择外出；

当F＞0时，即Σ（Lai + Tci）＞Σ（Tai + Lci）时，农村劳动力由城镇向农 村回流；

当F = 0时，即Σ（Lai + Tci） =Σ（Tai + Lci）时，农村劳动力留在原地不 动，即已迁移者留在城镇，未迁移者留在农村。

4.2.2　样本及数据来源说明

传统的关于回流调查一般分为两类：一是针对输出地农户的调查，调查对象主要包括回流者和从未外出者（白南生，2002）；二是在输出地单独针对回流者进行的调查研究，分析回流者的经历、现在的发展情况以及对家乡带来的影响（章玉钧，1999）。本章采取在输出地普遍农户调查的基础上，重点调查回流者，研究重点在于回流者的回流动因。同时为了对回流者、仍外出打工者、从未外出打工者进行比较，调查的对象不仅仅局限于回流者，同时包括外出者和从未外出者。调查的时间为2006年6月。

图4.6　调查地点分布图

调查地点选取了重庆市巴南区、渝北区和江津区作为调查区，如图4.6所示，其主要基于以下几点因素：第一，本文研究在于劳动力回流，正如在前面模型中预测的一样，家乡的非农产业发展和外出务工期间资本和技术积累是回流的重要因素，而家乡非农产业发展和家乡是否为主城及与主城区的距离、政府的城市化促进战略有非常紧密的关系，因而选取的该三区县皆地处主城及周边；第二，本文的创新点之一在于把利农政策考虑到回流的决策模型中，选取的区县地处主城及周边，对政策的反映最为敏感，便于分析检验；第三，交通便利，调查成本相对较低。

4.2.3　统计总量特征

调查共涉及3个区县，6个镇（社区、乡），6个村。有效调查总户数2010户，总人口8103人，平均家庭规模为4.13人。调查户总劳动力5346人。其中，曾外出劳动力3047人，占总劳动力的56.17％；仍外出劳动力2347人，占总劳动力的43.9％；回流劳动力700人，占总劳动力的13.09％，占仍外出劳动力的29.83％。有外出劳动力的家庭比重为68.36％，有回流劳动力的家庭比重为18.69％。劳动力平均受教育年限为7.5年，在西部地区相当于初中2年级，如表4.11所示。

表4.11　抽样调查总体概况表

资料来源：作者2006年6月在重庆的抽样调查数据。

进一步对劳动力状况进行分析可发现，外出和曾外出的劳动力占农村总劳动力的比例高达56.17％；回流劳动力占总劳动力的13.09％，占仍外出劳动力的29.83％；从未外出的劳动力仅占农村总劳动力的43.01％。如表4.12所示。

表4.12　劳动力外出回流状况表

资料来源：作者2006年6月在重庆的抽样调查数据。

1）人口学特征

劳动力的性别、年龄、文化程度、婚姻状况等人口学特征既影响着农民工的外出，同样对农民工回流也有着重要影响。

（1）性别

在全部的回流劳动力中，男性为410人，所占比例高达58.57％，而女性仅为290人，仅占41.43％，可见男性回流者远远大于女性回流者或者说较之于女性，男性更倾向于回流。尽管各组数据差别较大，可能是由于样本较小的缘故，反映受局限，但总体还是支持该结论，如表4.13所示。

表4.13　回流性别分布表

资料来源：作者2006年6月在重庆的抽样调查数据。

（2）婚姻状况

数据显示，在全部农村劳动力中，未婚者仅有16％，而外出者有超过四成劳动力未婚（43％），表明外出劳动力多为青年，留守劳动力基本为中年。从未外出的农村劳动力中有12％未婚，而回流劳动力中绝大部分为已婚（93％）。这预示着家庭因素或许在农村劳动力回流中起着极其重要的作用，具体结论将在后面的实证分析中得出，如表4.14所示。

表4.14　回流劳动力婚姻状况比较分析表

资料来源：作者2006年6月在重庆的抽样调查数据。

（3）年龄

表4.15反映出回流劳动力与从未外出者接近，年龄普遍比在外劳动力偏大（35岁以上年龄段的居多）。回流民工集中在18～50岁这个年龄阶段（86％），但总体上集中在35～50岁（该年龄段为55％），而仍在外劳动力主要集中在18～35年龄段，所占比例为55％。可以判定年龄在劳动力外出与回流中起着重要的作用，并且可以进一步假设年龄的上升与回流的意愿存在着某种程度的正比关系，这一假设将在后面的实证分析中加以验证，如表4.15所示。

表4.15　回流劳动力年龄比较分析表

资料来源：作者2006年6月在重庆的抽样调查数据。

需要说明的一点是，16～18年龄段的回流劳动力比例为0是因为样本太小，其占总体的比例不足0.5％，但并不表示没有该年龄段的劳动力返乡，实际数量为2。

（4）文化程度

回流者中小学、初中文化程度占主要比重，超过80％，也与外出务工的文化程度的结构相近，可知，大专及以上等高学历的群体较少回流。仍在外劳动力中，文盲仅占0.6％，远低于其他的劳动力中文盲的比例，反映出文化知识对外出务工的重要性。回流劳动力的平均学历为7.9年，略高于全部农村劳动力（7.5年），远远高于从未外出劳动力（5.3年），但低于仍在外劳动力的8.6年。这表明回流劳动力的文化程度介于仍在外劳动力和全部农村劳动力之间，其主要是由于曾经外出者本身的文化程度较高而从未外出劳动力普遍文化程度较低造成。

将回流劳动力与仍在外劳动力的文化程度做比较分析可以得出：仍在外劳动力的平均受教育年限（8.6年）略高于回流劳动力（7.9年），仍在外劳动力中初中及以下文化程度的劳动力占85.7％，与回流劳动力的89.3％仅相差3.6个百分点；高中及以上文化程度的劳动力在仍外出劳动力中的比例为14.3％，比回流者劳动力的10.7％略高3.6％。统计数据显示：仍在外劳动力的文化程度仅仅略高于回流劳动力的文化程度，但差距并不明显。这表明文化程度对回流者并没有明显的影响，或者说文化程度并非回流的主要动因之一，如表4.16所示。

表4.16　回流劳动力文化程度比较分析表

资料来源：作者2006年6月在重庆的抽样调查数据。

2）回流原因

农村劳动力回流是劳动力根据自身条件和外部环境变化，建立在成本与收益分析基础上的一个选择。对农民工回流现象的原因进行分析，主要包括以下几个方面：

（1）个人和家庭事件因素是影响回流决策的两个重要微观因素

影响劳动力外出的因素主要有三类：第一类是个人特征，主要包括劳动力的年龄、体能、性别、文化程度、技术等；第二类为家庭事件，主要包括结婚、生育和抚养、照料家人、孩子上学等；第三类是就业问题，包括失去工作、收入不高、就业困难等。通过对巴南区石龙镇合路村、界石镇吉庆村的个案调查与分析，打工者在决定是否回流时，考虑往往不是单方面的，而是多重原因的共同作用。而从个体层面上看，个人和家庭特征则是影响决策的两个重要因素。统计显示，家庭因素是影响农村外出劳动力回流的主要原因。大部分的回流民工因家庭因素而返乡，照料家人是最主要的原因。在被调查回流劳动力自己陈述的回流原因中（此题允许最多选择3个原因），因外地就业困难而回到家乡的最多，占65.28％，其次为照料小孩（63.89％），赡养老人44.44％，年龄大33.33％，身体伤病13.89％，女性生育哺乳4.17％，如表4.17所示。

表4.17　回流原因

资料来源：作者2006年6月在重庆的抽样调查数据。

（2）政府利农政策效应在一定程度上促使农民工主动“回流”

近两年，国家陆续出台了种粮补贴、农业税减免、大型农机具购置补贴等扶持农业的新政策，增强了农民回乡种粮的积极性。粮食价格的大幅度上涨和粮食产量的增加，也使农民收入有了较大幅度的增长。正因为如此，“回家种田去”成为农民工的新潮流。从调查数据来看，在回流劳动力中，有20.83％因农业税费负担小、种田有甜头而回流。利农政策的实施不是促成农民工回流的主要原因，利农政策直接导致了农民工的“种地潮”，但并没有带来“回流潮”（商艳冬，2006）。同时，“西部大开发”也使部分农民工回流。在国家各种政策的扶持下，西部经济的发展，造成人力资源的缺乏；东部产业结构的调整，导致劳动密集型产业重心西移。大部分农民工愿意学好技术回乡创业。据调查数据，在回流劳动力中，有43.06％希望在家创业。

（3）宏观经济环境的改变导致农民工“被动”回流加剧

一方面，国际周边经济环境的低靡恶化了宏观经济形势，进而影响到整个经济的就业容纳能力的扩张，导致大批涌入城市和东部沿海地区的外出劳动力难以找到就业机会，不得不“被动”返回西部流出地。另一方面，为解决下岗职工的再就业问题，一些城市出台了带有保护色彩的政策，对外来民工从就业行业和总量上进行限定和控制，减少了外来民工的就业空间；而下岗职工进入原来只有外来劳动力从业的部分行业，如零售商业、餐饮和家政服务业，加剧了这些行业的竞争（白南生，宋洪远等，2002）。调查显示，在回流劳动力中，有65.28％是因为找工作困难才回流的。

表4.17中政策性回流主要是指因农业税费减免后，觉得种粮有甜头的那部分人群。通过分析可以得出，农民工在决定回流时的考虑往往不是单因素的，而是多重原因的共同作用（表中表现为总人数大于700，总比例大于100％）。抽样调查中，七成以上的回流劳动力提到两个或者两个以上的原因，一半以上的回流劳动力受到三个以上因素的影响。(www.chuimin.cn)

图4.7　劳动力回流原因分布图

3）回流前后职业比较分析

农民工回流和文化程度非显性相关。回流人员的受教育水平与进城所从事的职业存在一定的关联。调查显示，农民工进城所从事的行业主要为建筑业、工业、服务业。其中，建筑业所占比例最大（34.3％），其次是工业（24.15％）和服务业（含餐饮业23.19％）。可见，农民工外出从事职业多为体力劳动，技术性行业偏少，这不利于农民工返乡创业。

表4.18中将餐饮业从服务业中单列出来是为了便于后面分析回流前职业与回流后职业的关系。

同时，笔者调查了回流前劳动力外出的平均收入水平，如表4.19所示。表4.19反映出外出劳动力大多从事体力劳动，收入普遍偏低，1000元以下的占了86.4％，仅有13.6％的人收入在1000元以上，其中半数人群月收入在500元以下。较低的收入导致较低的资金积累，同时决定了劳动力回流后创业仍然受束于资金瓶颈。这在后面分析回流后的从业特征中表现出来。

表4.18　回流前职业分布表

资料来源：作者2006年6月在重庆的抽样调查数据。

图4.8　回流前职业分布图

表4.19　回流前劳动力平均收入表

资料来源：作者2006年6月在重庆的抽样调查数据。

表4.20外出从事行业与回流后从业关联性分布表

资料来源：作者2006年6月在重庆的抽样调查数据。

表4.20列示了回流劳动力在回流前各个行业在回流后对应的从业情况。数据显示，外出时所从事的职业对回流后的从业特征有一定的影响。其中，尤以非传统结构的行业最为突出。

再结合图4.9，清晰地表明：回流后仍然在本地务工的人群中，回流前主要从事建筑业（27.08％）和工业（18.34％）；而回流前从事服务业和餐饮业的，回流后经营餐饮业的比重远远高于其他行业，分别为26.32％和38.22％；回流后从事农业规模经营的人数极少，反映出当地土地难以集中（笔者认为主要由于在家劳动力不愿意放弃土地造成，因为土地是其最重要也是最后的保障）形成规模经营，同时也由于回流者外出积累的这方面的经验和技术较少，难以在规模经营中获得较大的收益并承担风险；回流后经营服务业的比例偏少（13.44％），仅略高于农业规模经营（9.06％），本文认为一方面是由于回流者积累的资金和管理经验不足，另一方面是由于当地经济发展水平偏低，没有良好的市场。

图4.9　外出从事行业与回流后从业特征关系

4.2.4　劳动力回流动因的实证分析

1）测度劳动力回流的数量方法

农业部农村经济研究中心农村劳动力回流研究课题组1999年在四川和安徽调查得出回流劳动力占仍外出劳动力的39.9％（白南生，宋洪远，2002）。赵耀辉通过对农业部1999年河北、陕西、安徽、湖南、四川和浙江六省区的家户调查数据的分析，发现回流劳动力占有过外出务工经历的劳动力的38.4％（赵耀辉，2001）。其他学者在个案调查上对回流规模的估计：廖德昌等1997在对安徽省阜阳的调查，回流劳动力占外出劳动力的19.8％；崔传义1998在对山东省桓台的调查，回流劳动力占外出劳动力的23％；Murphy 1999在江西的调查，回流劳动力占总流动劳动力的1/3。本文通过对重庆三个区县、六个乡镇所选取的六个村的抽样调查数据显示：回流劳动力占农村总劳动力的13.09％，占仍在外劳动力的29.83％。这与当前国内学者研究数据与结论基本吻合，说明本文样本的选取具备较好的代表性，数据具备较高的说服力和预测性。

针对迁移、回流等，迁移与否是一个二向性问题，计量经济学中常将迁移概率设置为1或0的虚拟变量（dummy variable），Logit模型常用来处理这类问题（Liang和White，1997；narayana，1990；Yang，1994），因而可以将Logit模型用于分析劳动力迁移决策的影响因素，具体来讲，Logit模型有①普通二向Logit模型，②条件Logit模型，③线性化的Logit模型三种。

在研究劳动力区际间流动的影响因素中，一种叫做重力模型（model of gravity）的数量模型被用来解释这种影响因素。该模型强调人口的空间分布，将迁移视为一系列结构参数的函数，如距离、迁移方向、迁出地和迁入地的规模以及联系等。传统的重力模型只含有两个解释变量：以两地人口为“吸引力”因素和以距离为“排斥力”因素。许多研究表明，传统的重力模型对两地间迁移流的决定因素有较强的解释力。但是，迁移的决定因素并不仅是人口和距离，还有许多其他因素，对这些决定性因素的忽略必然影响模型的意义。因此，我们认为，除人口规模以外，还应当引入迁出地和迁入地的其他特征。以｛Xi，k｝表示迁出地的一系列特征，例如人口数、人均收入等。

人们在收入差距对迁移决策影响的研究中常应用一种“开关回归和结构模型”（Dong，2001；Perloff等，1991），设置两套工资体系将不同地区的工资差异引入模型，并通过理论分析框架分析可知，影响劳动力迁移的因素是多样的，用力学理论（推—拉理论）来分析，将Probit模型中的函数进行扩展，表示为影响迁移的各种因素，来完善模型的分析功能。该模型可以用来分析劳动力的双向迁移，即在研究乡—城迁移过程中，X表示农村劳动力流向城市动力因子，反之在研究城—乡回流过程中，X被用来表示农村劳动力回流的动力因子。

2）Probit模型与变量选择

以个人特征、家庭因素、影响家庭决策的外部环境因素作为劳动力回流的主要影响因素。根据调研资料，共选取12个指标作为影响因素进入决策模型。采用概率单位（Probit）模型来分析这些因素对回流发生的影响大小。模型如下：

Pi=F（α+βXi）=F（Zi）

其中，F为累计正态分布函数，Zi=α+βXi，Zi是不可观测的。

在本模型中假设：

如果，则农村外出劳动力i发生回流；

如果，则农村外出劳动力i不发生回流。

普罗比特分析的目的在于找出参数α和β。

在模型中进一步假设：

是随正态分布的随机变量，因此小于（或等于）Zi的概率可以用概率分布函数计算。标准正态概率分布函数为

其中s是零均值单位方差的正态分布随机变量。由定义，变量Pi将落在（0，1）区间。Pi代表一个事件发生的概率，在目前情况下就是农村外出劳动力i发生回流的概率。具体实证模型可以表述为：

或者

其中，

y表示农村外出劳动力行为（是否回流），βX由下式确定：

其中：

X1表示被调查者的性别，X1=1表示被调查者是男性，X1=0表示被调查者是女性，它是一个二分变量；

X2表示被调查者的婚姻状况，X2=1表示已婚，X2=0表示未婚，也是一个二分变量；

X3表示被调查者的年龄，单位为周岁，是一个连续变量；

X4，X5，X6均表示被调查者的受教育程度，若最高学历为小学，X4=1，否则X4=0；若最高学历为初中，X5=1，否则X5=0；若最高学历为高中及以上，X6=1，否则X6=0，三个变量均为二分变量；

X7表示被调查者的累计打工时间，单位为年数，是一个连续变量；

X8表示被调查者留在家中的劳动力数量（劳动力系指男16～60岁、女16～55岁的未丧失劳动能力的人口）；

X9表示被调查者家庭中男60岁以上、女55岁以上的老人数量，这个标准参照了国内大多数研究的分类标准，在这里，X9是一个随机变量；

X10表示被调查者家庭中学龄前及学龄儿童数；

X11表示被调查者家庭人均耕地面积，单位为亩/人；

X12表示被调查者家庭亩均农业收入，单位为元。

实际上，X1—X6代表个人的基本情况，一般地，女性更容易回流，因此若当X1=0，回流发生的概率P必定更大；考虑到已婚劳动力有照顾家庭的缘故，相对于未婚者，已婚调查者回流的概率比较大，即X2与P成正相关关系；年龄对回流也会产生显著影响，即年龄越大越容易发生回流，也就是X3越大，回流发生的概率越大，X3与P应该是正相关关系；从理论上说，X4，X5与P应该是正相关关系，X6与P应该是负相关关系。

X7既可以表示家庭经济状况（代表一定的经济收入）及信息资源拥有情况，也可表示外出劳动力离开家乡的时间，从前者来说，X7越大越不容易发生回流，从后者来说，X7越大越容易发生回流，因此X7具有双重作用，究竟是哪一种作用占上风？根据调研的实际经验，变量X7越大，越不容易发生回流，因为对生存在贫困地区的人们来说，打工收入的一个微小幅度的上升产生的刺激作用就已很大，再加上它又使外出劳动力适应了城市社会，增强了生存能力而继续留在城市。

X8，X9，X10实际上代表家庭负担。X8越大，回流发生的概率越小，而X9，X10越大，回流发生的概率越大，即X8与P是负相关关系，X9，X10与P是正相关关系。

X11用来反映农业生产对劳动力的需求程度，从理论上说，X11与P是正相关关系，并且X11的值越大，P值也越大。

X12表示家庭的经济状况，从理论上说，它与P是一种正相关关系，即X12的值越大，P值也越大。但是根据调研的实际经验，X12越大，P值增大的幅度很小。

从式（4.6）可以看出，系数因子及其符号只能表示解释变量对因变量取1或0的影响方向，而无法得知其影响程度如何。因此，仅估算系数是不够的。通常还需求出概率对Xk的偏导数，表示Xk对概率的边际影响，即：

其中，是标准正态分布的概率密度函数。

3）回归结果分析

用Eviews统计软件作回归分析，结果如表4.21所示。模型的似然比统计量是181.66，概率是0.000001，调整R2值为0.366，说明模型的整体效果是好的。

表4.21　农村外出劳动力回流的影响因素的Probit模型估计

注：1.*代表虚拟变量从0到1所引起的离散变化。
2.“**”“***”分别代表显著性水平5％、1％；“+”代表估计系数不显著。

由表4.21可知：

①从各系数的正负号上看，性别、累计打工时间、留在家庭中的劳动力数量的符号均为负号，表明这些因素与目标概率是负相关关系，即：女性外出劳动力相对男性外出劳动力较易回流；在外累计打工时间越长的劳动力越不容易发生回流；如果留在家庭中的劳动力数量越多，外出劳动力越不容易发生回流。其余变量的符号为正，表明其变量对回流发生有一种正效应。

②从系数的绝对值大小上看，位于前5位的变量是：性别、留在家庭劳动力数量、累计打工时间、家庭人均耕地面积、家庭中学龄前及学龄儿童数。直观上说，这些变量对回流发生的概率影响较大。因为男人肩负着养家糊口的责任，与女性相比，男性外出劳动力回流的可能性较小；如果留在家庭劳动力越多，表明家庭负担越轻，外出劳动力回流的可能性越小；累积打工时间越长，说明外出劳动力已经适应了城市社会，增强了生存能力而选择继续留在城市；如果家庭人均耕地面积越多，表明农业生产需要的劳动力越多，外出拉动力回流的可能性当然越大；如果家庭中学龄前及学龄儿童越多，表明家庭负担越重，外出劳动力越容易回流照顾孩子。

③从边际影响大小来看：

——X1在1％水平上显著，系数为负值。与女性相比，“男性”这个性别因素使回流的概率减低了51.1％。

——X2在1％水平上显著，与未婚者比较，已婚使回流概率提高了16.4％。

——X3在1％水平上显著，年龄每增加1岁，回流概率提高15.8％。

——X4，X5，X6这几个表征受教育程度的变量都不显著，说明文化水平对回流没有明显的影响。

——X7在1％水平上显著，累计打工时间每增加1年，回流概率降低24.2％。因为随着累积打工时间的增加，农村外出劳动力更加适应城市的生活，积累更多的工作经验，建立自己的社会关系网，这些都有利于他们在城市立足。

——X8的显著性水平为5％，符号为负，留在家庭中的劳动力数量每增加1个，回流概率就降低28.6％。

——X9和X10均在水平5％上显著，家庭中老人数量或学龄前及学龄儿童数每增加1个，回流概率分别提高10.6％，20.1％。

——X11在1％水平上显著，家庭中的人均耕地面积每增加1亩，回流概率就提高22.0％。可见，由于农业属于劳动密集型产业，耕地面积的增加会相应增加劳动力需求，从而提高回流的概率。

——X12在5％水平上显著，家庭亩均农业收入每增加1元，回流概率就提高0.8％。可见，家庭中农业收入对回流影响不大。这也说明2004年以来中央实施的利农政策虽然促使部分农民工回流，但它并不是促成农民工回流的主要原因。

4.2.5　应对农村劳动力回流的战略与对策

主要针对统计分析的情况和实证研究的结果，以重庆为案例进行研究，并提出相应对策，重点分析了重庆市农村劳动力总量、特点和供需状况，对农村劳动力回流进行了战略设计：推进人口城镇化，并分析了重庆市农村人口城镇化的突出问题和制约因素，构建了推动重庆市农村人口城市化的战略模式。最后，从改善公共服务管理层面谈了应对劳动力回流的对策，在分析重庆外出农民工面临的主要“推力”因素和外出农民工服务管理的现状与问题的基础上，结合国内其他地区开展外出农民工服务管理工作的做法与经验提出了加强重庆外出农民工服务管理的对策建议。

1）应对劳动力回流的战略设计：推进人口城市化

到2007年底，重庆已转移农村劳动力748万人，其中市内务工的344.6万人，市外务工的403.4万人，据初步测算，全市外出农民工每年务工收入超过400亿，纯收入近200亿，占全市农民纯收入近1/4。重庆的劳动力转移与回流问题，是西部地区劳动力流动的一个缩影。如果重庆能将800万农村劳动力完全转移，将对全市改革发展产生巨大的推动作用。鉴于目前的实际情况，针对市内转移部分，应坚定不移地推进人口城市化；针对转移到市外的群体，除输入地政府应采取有效措施促使民工融入城市外，输出地政府应延伸公共服务，加强和改善对外出农民工的管理服务。

2）推动重庆农村人口城市化的战略模式设计

重庆应确立以统筹城乡为主线的推动全局工作的战略思路，并明确把人口城市化作为统筹城乡的重要着力点，并按照“创新体制，贯通城乡；素质提升，就业带动；异地转移，梯次推进；土地流转，转户定居”的要求，促进农村劳动力进城定居。其要点在于：①核心是通过改革形成贯通城乡的体制机制，消除城乡二元结构的体制壁垒；②关键是以劳动力素质和技能的提高促进其职业非农化，以职业转移带动人口的永久迁移，而不是为转移人口而转移人口；③途径是引导人口分类进入以主城为核心的城市群，而不是不顾条件地发展小城镇搞人口的“就近转移”；④目标是在土地流转的基础上实现转户定居式的非两栖、彻底性的人口迁移，而不仅是职业与身份相分离的两栖式、非完全的转移。

第一，在总的战略思路设计上，应着眼城乡统筹谋划系统性、全局性整体方案。应把人口城市化摆在全局性工作的核心位置，发展战略和政策的选择都着眼于推动农村人口城市化，发展着眼于尽可能地提高就业含量，以便为农村人口城市化创造就业条件；改革着眼于尽可能地消除二元结构的体制壁垒，以便为农村人口城市化创造制度条件。

第二，在人口转移的路径选择上，应以推进“跨区域范围的异地转移”为主。重庆人口城市化一个最突出的特点是“异地城市化”。虽然在以主城为核心的城市群的辐射范围内，人口城市化更多地表现为城乡一体化的自我吸收，这与发达地区或发展条件较好地区人口的“就近城市化”类似。但是，重庆人口城市化的主要形式还是“异地城市化”。目前，重庆700多万外出农民工中超过90％转移到外乡就业，而就近在乡内转移就业的不到10％。今后重庆推进人口城市化的重点，主要是促进渝东北和渝东南“两翼”地区的人口向以主城为核心的城市群转移，而不是一味通过财政倾斜在全市范围内“全面开花”。

第三，在人口迁移的地域导向上，应重点引导人口向以主城为核心的城市群集聚。与西部大多数地区一样，重庆的广大农村地区发展仍然相对滞后、民营经济不活跃，也没有当初沿海乡镇企业发展的外部环境，中心城市辐射范围以外地区的小城镇很难发育起来，重庆应通过发展主城区特别是围绕主城的经济圈吸引渝东北和渝东南“两翼”地区农村人口分梯次进入城镇群中的各级城镇。由于经济发展环境的差异，重庆人口城市化从根本上不同于沿海发达地区的小城镇吸收模式，也不同于单一的特大城市吸收的模式，而是人口向城市群集聚的“城市群模式”，这一模式的优点在于，既有人口大城市化的效率优势，又可以解决单一大城市进入门槛过高的问题，避免“大城市病”的出现，而且还可以形成生态网络型的城市体系，有助于生态环境的保护与建设。

第四，在推动进城人口身份转变上，应着眼于实现彻底的“弃土进城、转户定居”。从人口城市化的内涵和实质上来看，实现人口的职业转移、地域迁移和身份转变是人口城市化的终极目标。当前，在统筹城乡综合配套改革的背景下，重庆人口城市化的目标模式不再限于职业转移与身份转变相背离的两栖化、兼业式转移，而应着眼于从根本上解决兼业式、候鸟式转移的问题，实现职业转移、地域迁移和身份转变“三位一体”完全彻底的人口城市化，这是重庆未来的人口城市化与当前一般性劳动力转移的根本差异所在。这一目标模式的本质和内涵，一是要“弃土”，即割断与农村的土地联系；二是要“转户”，即成为户籍意义上的城市居民，在各个方面享有与城市居民同等的公共权利和公共服务；三是要“融合”，即在生活方式、社会心理以及政治诉求等方面都融入城市，从而使其成为真正意义上的城市市民。

第五，在推进综合配套改革试验上，应把解决农民工问题作为体制创新的切入点和突破口。推进农村人口“弃土进城、转户定居”，必须以综合改革消除城乡分割的体制壁垒为前提，在各方面条件具备而且农民自愿的基础上稳步推进。总体看来，目前农村人口城市化的首要和主要群体是那些长期生活和工作在城市的农民工。

第六，在提升转移人口人力资本上，应高度重视并着力增强人文驱动力。农村人口要实现城市化必须具备一定的人力资本条件。在像重庆这样的欠发达地区，把激发农民的精神动力作为推进人口城市化的一项长远举措有其特殊意义，这是因为，与西部许多地区一样，重庆农村地区大多在山区，与外界相对隔绝，很多人有较强的“峡谷意识”，不愿也不敢积极主动地进入城市，除了经济和政策的激励引导，在观念、精神和文化层面对农民进行提升，对推进农村人口城市化也是非常必要而且有效的。

3）对重庆农村人口城市化的进一步探讨

重庆农村人口城市化的战略框架是：通过体制机制创新，推动跨区域的、职业与身份相统一的、重点向城市群集聚的异地人口城市化。这一战略既较好地考虑了重庆的实际情况，同时在西部地区也具有一定示范价值，而且最大限度的避免了当前我国人口城市化进程中的一些突出问题，因而具有重大的全局性意义。但从这一战略框架来看，在具体实践中还需要注意以下几个问题：

（1）统筹城乡发展与增强区域竞争力的关系问题

当前区域竞争非常激烈，区域发展的马太效应明显，对此地方政府的本能反应是把迅速增强综合竞争力、占领发展先机作为压倒一切的头等大事，并认为这样从长远看有助于城乡统筹。而统筹城乡发展则要求把人口城市化摆在改革发展的核心位置，两者虽并不矛盾，但“统筹”毕竟就要要求“兼顾”。因此，要在促进各级基层政府真正在统筹城乡发展、推进人口城市化方面下功夫，防止这一重大工程在实际中被忽视、被消弱、被拖延。

（2）推动“农民进城”与促进“要素下乡”的关系问题

从逻辑上讲，农村人口大量转移后农村出现了土地规模经营的可能和要求，于是城镇的各种要素将顺应这一趋势“下乡”开发“三农”。“要素下乡”是“农民进城”后的自然结果，农村有了土地规模经营的可能之后，天然逐利的城镇工商资本是否还需要一整套激励政策来引导其“下乡”？关键的问题还在于，“要素”以怎样的方式“下乡”才能让留在土地上的农民真正获利。以往的经验表明，城镇工商资本在与单打独斗的小农的结合中，后者很难获得较高的收益，为此，可以通过发展农民专业合作经济组织的方式，冲破小农经济的藩篱，组织农民联合起来与资本“共舞”并对接大市场。

（3）推进人口城市化与促进产业结构升级的关系问题

城市经济发展提供的就业容量始终主导着农民进城的速度，进而主导着土地规模经营的水平。这要求我们在发展过程中采取“就业优先”战略取向，为人口城市化创造就业条件。而重庆作为一个传统的老工业基地，面临着产业升级的紧迫任务，如何在推动产业结构升级的同时最大限度地提高发展的就业含量，是需要面对的重要问题。

（4）市内农民工市民化与市外农民工市民化的关系问题

促进人口城市化主要是针对拥有本市农村户籍、且在市内就业的农村人口城市化问题，而重庆在市外还有300多万常年务工农民，绝大多数在沿海发达地区务工，由于所在城市房价飞涨，落户定居门槛太高，他们中的绝大多数在年龄优势消失后还会回来，目前对这部分人还没有纳入考虑的范围。问题还在于，如果在重庆市内推行大规模农民工的就业安居工程，是否会吸引在市外务工的这部分民工的回流，这也是“重庆模式”需要考虑的因素。

4）应对劳动力回流的对策——改善公共服务管理

目前全市共有400多万农民在市外务工，工作生活存在诸多具体困难和问题，城市的“推力”成为农村劳动力回流的重要原因。重庆应切实履行劳动力输出地政府应尽的职责，率先探索政府公共服务向外出农民工群体延伸的新机制，提高对外出农民工的服务管理水平。

4.2.6　重庆外出农民工面临的主要“推力”因素

重庆外出农民工面临以下推力因素：

1）外出农民工整体素质偏低，多在技术含量较低岗位务工

从年龄结构看，30岁以下的占33％，30～45岁的占51％，45岁以上的占16％（图4.10）。从性别结构看，男性占59％，女性占41％，明显以青壮年男性居多。从文化程度看，小学及以下占28％，初中占59％，高中及以上占13％（图4.11），虽然文化素质偏低，但明显高于全市农村劳动力总体文化水平。初中及以上文化程度占72％，高出全市农村劳动力同口径15个百分点。从就业岗位看，制造业占28％、建筑业占30％、住宿餐饮业占16％、家政服务业占7％，其他行业占19％（图4.12）。总体而言，重庆外出农民工大多从事技术含量较低的重体力活，在全国有影响的劳务品牌不多，在劳动力就业市场竞争中处于低端水平。月平均收入约1200元，其中长三角地区的收入水平约1400元/月，比珠三角高200元/月。

图4.10　市外务工人员年龄结构

图4.11　市外务工人员年龄结构

图4.12　市外务工人员行业分布情况

2）务工区域自发式集聚，外出务工势头明显趋缓

重庆外出务工组织化程度不高，70％以上都是经老乡亲友介绍或带领的自发式外出，珠三角和长三角地区分布最为密集，其中珠三角地区有140万，占35％；长三角地区有95万，占24％（图4.13、图4.14）。重庆外出农民工在全国分布最多的5个省区市依次是广东、浙江、福建、上海和云南，分别占出市务工总人数的35％、15％、8％、6％和4％（图4.15、图4.16）。外出农民工往往以输出地区县、乡镇为单元集聚，全市分区县在市外地级以上城市聚居、人数在1万～5万的聚居地共有74个；超过5万人的聚居地有16个，其中：合川8个，开县3个，潼南、忠县、垫江、梁平、奉节各1个，分布于东莞、深圳、温州、义乌、北京、上海、天津、广州等11个城市。仅东莞市就有重庆籍农民工30多万，其中开县籍农民工近12万。受沿海地区生活成本升高、重庆市内务工收入水平上涨等因素影响，近年重庆外出农民工数量逐年减少。2003年来，全市每年新增市外务工人数占新增务工总人数的比例分别为54.7％、53.3％、50.3％、43.3％和32％，表明农民已倾向于在市内就近就地务工（图4.17）。

图4.13　主要务工地区务工人员分布情况

图4.14　市外务工人员地区分布结构

图4.15　主要务工省份人员分布情况

图4.16　市外务工人员地区分布结构

图4.17　全市新增市外务工人数占全市新增务工总数的比重/％

3）务工企业劳动环境普遍较差，农民工身心健康状况堪忧

重庆近60％的外出农民工集中在劳动环境差、危险性高的制造业和建筑业，特别是许多小工厂使用缺乏防护措施的旧机器，噪声、粉尘、有毒气体严重超标。这次我们在东莞走访的7家企业中有3家工厂的农民工从事有毒有害工种，并长期超时间、超强度劳动。在东莞工作的农民工大多每月只能休息两天，平均每天工作都在10小时以上，最长的超过15小时。农民工精神文化生活异常贫乏，活动时间有限、空间狭窄，工余时间多是打牌或睡觉。由于工厂多是流水线作业，即使企业普遍实行计件工资，工人实际上没有选择加班或不加班的自由，加班成为带有强制性的集体行为。这种超负荷劳动极易发生工伤事故和引发职业病，损害农民工身体健康。如2004年发生的温州一矿石厂33名工人感染矽肺病事件，至今已陆续死亡重庆籍农民工11人，2006年、2007年连续死亡4人，2010年大年初三又死亡1人。目前全国每年因工伤致残农民工近70万，工伤和职业病已成为一个重大的公共卫生问题和社会问题。外出农民工在承受生存压力的同时，也承受着巨大的生理和心理压力，相当多女工的生殖健康存在较大问题。农民工在接受城市先进文化洗礼的同时，也面临着婚姻家庭、传统道德、社会责任等多方面的观念冲击。

4）农民工社会保障严重缺失，合法权益受侵害现象突出

一是《劳动合同法》落实情况较差。在厦门调查的612名重庆籍农民工中，签订劳动合同的有92人，仅占15％。企业还通过多种方式规避法律。例如，要求民工一次签多份短期合同（1个月为期限或1个季度为期限），或者以多个公司的名义分别与农民工签合同，规避连续计算工龄赔偿问题，或者把最低工资作为劳动合同上的最高工资等。企业拖欠、克扣工资的现象仍时有发生。同时，农民工对新劳动合同法中的权利不了解，即使知道也只能被动接受，劳动合同往往成为一纸空文。二是农民工合法权益维护难度大。由于用工不规范，出现劳资纠纷后，举证困难，加上劳动仲裁、诉讼环节过多，一个工伤案件的必要程序全部走完要1～2年，资方利用这点故意拖延，因而很难顺利为农民工维权。并且输入地政府在处理劳资纠纷时，往往偏向投资者和企业主一边。三是农民工社会保障普遍缺失。农民工参保率不高，如忠县官坝镇在市外务工的13793名农民工中，只有1998人参加工伤保险，193人参加养老保险，其余三大险种无一人参保。出现这种情况，有社会保险不能跨地区转移以及农民工对社会保障了解不够，农民工参保意识不强、积极性不高等原因，更有企业为节约成本的蓄意，还有输入地政府对社会保险执行情况监督不到位的问题。如此种种，造成输入地城市对农民工“取而不予”“用而不养”，输出地农村不但无法分享“人口红利”，而且还要承受“人口亏损”：既承担了外出农民工从出生到上学的抚养成本，又失去了其黄金年龄阶段的廉价劳动，还要负担其养老、大部分的子女教育和返乡后的职业病及伤残救助等社会成本。这是现阶段城乡之间的另一种“剪刀差”，是发达地区对欠发达地区的“隐形剥夺”，是改革开放后城乡二元体制的“并发症”。

5）农民工收入增长十分缓慢，在城市生活面临具体困难

中国制造业的工资成本仅相当于一些发达国家的1/10甚至1/20，沿海有的地区农民工工资过去10年年均提高仅10多元，与社会平均工资的差距不断拉大，农民工的劳动所得与劳动付出极不相称，在城市生活面临许多现实困难。一是就医看病超过经济承受能力。在义乌市的抽样调查表明，农民工月均生活消费支出为430元左右，80％用于解决基本温饱，无力支付城市正规医院高昂的医疗费，看不起病的问题十分突出。生病后多数人都选择硬扛，实在不行就到游医和条件很差的个体诊所看看，“看得起病”已成为农民工的最大愿望。二是居住条件普遍比较简陋。重庆外出农民工在当地购房的不到总数的1％，52％的住用工单位拥挤的集体宿舍，36％的合伙租房，11％的住在临时搭建的简易工棚里（图4.18）。从实地走访情况看，长三角地区用工单位提供的住宿条件稍好于珠三角地区。三是子女教育陷入困境。农民工“随行儿童”在打工地难以进入公立学校读书，而民办学校教学质量较差，教材不统一。现行的高考制度又不允许他们在当地参加高考，因而无法在输入地上中学。在家的“留守儿童”由于家庭教育缺位，学习成绩和学习能力普遍不如正常家庭的儿童。目前重庆农村“留守儿童”约有89万人。四是“第二代”农民工问题逐步出现。随父母在城市长大的“第二代”农民工，出生于农村，成长于城市，大多没有务农经历，也不再适应农村生活，既“回不去农村”，又“融不进城市”，成为城市名副其实的“边缘人”。总体而言，外出农民工在城市的生活质量低下，在城市中形成了“城市人”与“农民工”之间新的二元结构。对厦门612名重庆籍农民工进行的多项满意度调查表明（表4.22），农民工对城市生活最不满意的3个方面依次为：医疗卫生条件（不满意的90％），社会地位（不满意的85％），工作条件（不满意的63％）。最满意的3个方面依次为：住宿条件（满意的55％），饮食（满意的53％），生活状况（满意的40％）。尽管总体上满意度不高，但绝大多数农民工基本适应目前的城市生活。调查结果显示，19％的农民工表示已完全适应，67％的农民工表示比较适应，仅有14％的农民工不太适应。五是农民工聚居地治安环境恶劣。农民工多居住在城乡结合部等治安死角，自身生命财产安全缺乏有效保障。同时，农民工也是城市大量治安问题的引发者。在几个典型聚居地的调查，偷盗和抢劫案件80％以上是农民工所为。

图4.18　市外务工人员住房情况

表4.22　农民工多项满意度调查结果

6）农村公共服务建设滞后，“留守人员”问题成为最大后顾之忧

留守在家的妇女处境非常艰难，她们既要操持家务、抚养子女、照顾老人，又要管种管收、发展生产，同时还要接受夫妻长期分居的现实，劳动强度大，精神负担重。留守在家的儿童成长环境令人忧虑，目前全市约80万“留守儿童”多数由爷爷、奶奶隔代照看，一些孩子存在着“学业失教、生活失助、安全失保、感情缺失”等问题，这种状况持续下去，很可能导致“打工富了一时，打工误了一代”的痛心结局。留守在家的老人普遍存在老无所养，同时还要面临种地难、就医难、看家难、照管“留守孩子”难，生活质量极其低下。由于务工农民家庭只有老人、妇女、孩子在家，往往也是小偷光顾的重点对象，家庭普遍缺乏安全感。

综上所述，目前重庆外出农民工的工作生活存在不少问题，必须引起足够的重视。解决这些问题，目前既不能一味指望输入地政府的“觉悟”和“善待”，也不能仅仅依靠“市场之手”的调节和推动，输出地政府应当主动作为。

4.3　农村劳动力吸纳与经济增长

在市场经济体制转变过程中，城镇所有制结构变迁对农村劳动力“吸纳”及区域经济增长方面的作用不可忽视。劳动力作为宏观经济增长的重要要素，与资本的配置结构共同决定了经济增长的变化方向和质量。在已有研究基础上，本章将以经典劳动力流动模型作为研究出发点，并借助经济增长理论，分析农村劳动力不同所有制经济就业对经济增长的影响，以及不同所有制积极“吸纳”劳动力的差异，整个检验过程中始终建立在区域差异基础上，并解释经济增长收敛与否的劳动力迁移成因。根据《中国劳动统计年鉴》数据可得性，将农村劳动力不同所有制经济吸纳分为“国有经济”“集体经济”及“其他经济”三个部门，借助1990—2006年中国地区统计数据进行实证检验。

4.3.1　经济增长与劳动力迁移分析框架

1）经济增长的影响因素分析

在新古典综合派的宏观生产函数中：Y=f（K*，L）中，Y表示国民收入，K*表示固定资本投入，L表示劳动力数量，那么根据新古典综合派在生产函数中所遵循的两大准则，即：随着劳动力投入的增加，国民收入总量不断提高和边际生产效率递减规律，宏观生产函数必然表现为一条“凹”向横轴的曲线，如图4.19所示。由此可以推知，随着劳动力和资本的配比结构优化，经济总量不断提高，但劳动力增加的边际产出弹性降低，即会出现所谓的“瓶颈”问题。

图4.19　新古典综合派的宏观生产函数

纵观新古典增长理论、“新”增长理论、结构主义发展理论及制度变迁理论，都对经济增长的源泉及内生机制从不同视角进行了分析，但却遇到了不同的问题。新古典主义在完全竞争均衡条件下，把国民生产总值的增长看作是资本积累、劳动力增加和技术进步长期作用的结果，但却没有对技术进步产生的原因做出解释。以研究内生技术进步为核心的“新”增长理论，通过建立技术进步方程，解释经济增长的内生机制，发现人力资本的规模及人力资本的生产效率是经济增长的关键因素，因此一个国家要实现长期稳定增长就必须致力于人力资本的投资。结构主义发展理论针对新古典增长理论和“新”增长理论所忽略的结构因素，将需求结构变量及劳动力结构变量引入多部门模型中，发现需求结构与经济增长处于相互牵制、相互关联与相互作用的一个反馈系统中。根据已有文献对经济增长的研究成果，可以对经济增长的影响因素做如下归纳：

图4.20　经济增长源泉分析模型

根据图4.20结合本文的研究需要，将宏观经济增长的影响因素归纳为“三”大类，分析视角基于区域经济增长的讨论。首先，供给性因素：劳动力规模的增加；有形资本存量的增加；规模收益递增等。其次，结构性因素：由部门间边际生产率的差异所引导的以及由需求结构变动所引发的资源再配置效应，本文重点考察由于农村劳动力城市转移，出现的不同所有制经济部门吸纳的劳动力与资本的配置变化，在此基础上形成的中国农村劳动力就业结构。^[1]最后则是，制度因素，重点是所有制结构变迁下的制度变化：适当的激励机制及合理的制度安排所激发的经济效应，当然表现为不同所有制经济的发展以及投资带来的就业拉动效应，社会消费变化在此也归为制度因素的重要体现，相应模型见图4.20，对经济增长的源泉进行总结如下（带虚线部分表示资源配置效应影响整个宏观经济体系，也是经济发展过程中起重要作用的环节）。不难发现：劳动力数量规模及结构是整个宏观经济发展的重要力量，从很大意义上讲是经济发展的最终目标，尤其对农村劳动力而言，提高其收入水平和社会福利是经济社会发展的必然。

2）计量模型建立与方法，设计经济增长分析框架

自20世纪90年代以来，中国经历了经济持续快速增长阶段，目前的最大目标是优化经济结构，提高经济增长质量。而在新中国成立至20世纪80年代初的“大农业”经济时期，农业在国民经济中占据重要地位，技术水平低下，劳动力投入尤其是有形资本的积累是经济增长的最重要源泉。当经济出现高速增长时，由需求结构效应所引发的所有制结构变化，促使劳动力及资本等资源从生产率相对较低的部门流向生产率相对较高的部门，从而加快经济的增长。经济的高速增长率与结构的高变动率相辅相成、互相促进是这一阶段的显著特征。^[2]中国借鉴发达国家经验，在保持有形资本的高投资率的同时，不断优化结构，维持资源的有效配置，并逐渐增加对无形资本的投资率，以保持经济持续稳定的增长。^[3]但目前面临的最大问题却是，大规模的农村劳动力如何实现迁移。

通过前面分析我们知道，作为经济和社会现象综合反映的经济增长受诸多因素的影响，正确认识这些影响因素，对于认识现实的经济增长和制定促进经济增长的政策具有重要意义。因此，需要对影响经济增长的因素进行分析。关于经济增长源泉，遵循传统的经济学分析观点，将宏观生产函数设定为：

式（4.7）中，Yt，Lt，Kt分别为t时期的总产出、劳动力投入和资本投入，At为t时期的技术进步情况，是制度安排及其他影响因素的替代变量。从式（4.7）中可以得到一个表示要素投入、产出与技术进步增长率之间关系的方程，即可将经济增长率分解为：

上式中，Gt表示经济增长率，GA为技术进步增长率，GL、GK分别为劳动和资本投入的增长率，括号内代表估计参数，分别表示劳动和资本的产出弹性。从分解结果来看，产出由劳动、资本和技术进步共同决定，或者说经济增长的源泉是劳动、资本和技术进步。Denison（1962）根据美国的统计数据，对经济增长因素进行考察发现，劳动力增加对经济增长的贡献巨大，资源配置状况对经济增长也有重要贡献，比如劳动者转换工作、农村劳动力的流动等，都导致产量或收入的增加，并将要素生产率归结为资源配置状况、规模经济，影响经济增长的因素有劳动、资本存量的规模、资源配置状况等。胡永远（2003）、邱晓华等（2006）认为劳动力资本对经济的推动作用不仅表现在国家宏观经济层面，更多表现为区域中观经济层面，人力资本积累是区域经济发展比较优势凸显的一个重要原因；改革开放以来，我国东部地区经济呈现持续快速增长与当地劳动力的积累密切相关（陆根尧，2002）。

目前，我国区域经济发展态势仍然保持“东部西部高、中部低”的增长格局，针对东西部地带间增长速度的差距是否缩小的问题，有很多文献都存在着分歧，但很少涉及经济增长总量及影响因素分析，通常采用经济增长率概念。为了重点分析劳动力流动对区域经济增长的贡献，突出农村劳动力流动的重要影响。借鉴Hayami and Ruttan（1970）、Lau（1989）、沈利生（1999）、蔡昉（1999）及陆根尧（2002）等人的研究成果，和假定劳动力流动对经济增长的影响可以通过总量生产函数进行反映，通过对式（4.7）扩展，并设生产函数为：

式（4.9）中，Yit是i地区在t年的实际产出，即实际GDP值；Kit是i地区t年的物质资本存量；Lit是i地区在t年的农村劳动力流动数量；在以往经济增长研究中，资本和劳动被视为“两大”主导要素，但其他政策性因素和非政策性因素对经济增长作用仍然不可忽视，Lucas和Stokey（1983）以及Stokey＆Rebelo （1995）曾讨论货币、财政政策对经济增长的影响，实际上消费对经济增长的影响仍然不可忽略，为此引入Λit作为t年的政策变量，借鉴卢中原、李建伟（2002）的研究，继而加入社会消费品总额（作为消费政策替代变量）、财政支出总额（作为财政政策的替代变量）等控制变量。接着，将农村劳动力流动分解为：

其中，LF1，LF2，LF3分别表示农村劳动力流动的三个分量，依次为国有经济流向、城镇集体经济流向和其他经济流向，而θ1，θ2，θ3是三种农村劳动力流向的弹性，于是得到：

按农村劳动力流动的所有制流向划分之后，则需要对不同经济结构的农村劳动力在产出中的作用进行回归。根据Fleisher和Wang（2004）的假设，对其进行延伸，为估计不同的劳动力流动对产出的边际生产率，设宏观经济生产方程如下：

其中，S为所有制经济的特征向量，其中国有经济为S1=3；集体经济为S2= 2；其他经济为S3=1；γ为随机变量。假定各地区的潜在生产技术相同，但潜在技术条件的利用程度和投入要素的质量及产出的质量存在着差异，这样可以通过建立标准生产函数的形式比较不同地区的生产率和技术水平。计量模型设定为：

其中：Ci，t为i地区t年的消费存量；FEi，t为财政支出。在对劳动力迁移进行计量时，前面已对“流动结构”进行分解，于是计量模型两边取对数改写为：

主要原因在于转型经济增长时期财政收支增长率及与经济增长率之间的差距逐年拉大，形成经济增长、财政支出梯形差，并且经济发展对财政依赖性显著（赵杰，1999）；在建立完善的社会主义市场经济体制过程中，政府职能主要通过财政职能实现，而财政职能主要借助财政支出手段，财政发挥双重作用——协调经济社会发展和促进经济增长的职能（汪东华，2006）；此外，由于受地区经济发展水平、收入水平、消费环境及地区消费观念等差异的影响，我国东、中及西部地区经济增长与消费存在明显依存关系。在分析经济增长“致因”过程中，如何分析经济增长的内生机制发挥作用的条件，多视角探析我国区域经济增长的稳定性、协调性和持续性，寻求实现投资和消费双重拉动经济增长的作用十分必要，不忽视消费对经济增长的拉动能力，某种意义上讲也是检验消费也是一种资本理论探讨（陈瑜，2006）。本文除去不变资本对经济增长的贡献外就是劳动力对经济增长的贡献，即技术进步的贡献和劳动力的贡献，这里所测算的是劳动力对经济增长的贡献，ln LnFi，t代表城镇劳动力（城镇从业人员扣除“吸纳”的农村劳动力）。当然，如果把方程（4.14）反过来也可以分析宏观经济发展对劳动力吸纳的影响，在此不再列举，后文将做进一步的实证检验，同时考察城镇劳动力存量对农村劳动力吸纳的影响。

3）变量选择及数据说明

在具体使用各变量之前，先做以下界定和数据使用说明。

（1）表征经济增长及差异的变量

为分析转型时期农村劳动力迁移对经济增长的影响，本文以1990—2006年各省区的国内生产总值（GDP，亿元）作为因变量进行模型估计，经济增长采取对数形式；用各省人均GDP增长率作为衡量地区经济差异的被解释变量。所有原始数据均为当年价格统计数据，数据来源：《中国统计年鉴》《新中国五十年统计资料汇编》和分省统计年鉴；2006年数据来自国家统计局——《2006年国民经济和社会发展统计公报》，为增强可比性则根据历年名义GDP和1990年作为基期的消费者价格指数（CPI），将名义GDP折算为1990年为基年的实际GDP，固定资产投入也采用同样的折算方法。

（2）表征经济增长要素及影响因素的变量

多年来，学术界一直对农村人口的跨地区、跨行业流动社会现象进行跟踪研究，从目前对农村流动人口的研究来看，主要关注点是揭示农村劳动力流动的宏观机制（孟昕，白南生，1998），沿海地区由于其优越的人口条件、地理位置，经过二十多年的发展，东部沿海地区经济增长水平远远超越中西部地区（袁志刚，范剑勇，2003），同样这种地区差异也可以从地区农业转移到非农产业就业占农村总劳动力的比重上升得到证明。经历亚洲金融危机的冲击、经济增长速度放慢以及不断推进的结构性改革，20世纪90年代中期以来农村非农就业仍呈扩张之势（黄季焜，Scott Rozelle，章奇，2004）。因此，在分析经济增长的要素支持方面沿用传统的分析框架，主要考虑资本和劳动力，进一步分析地将农村劳动力城镇就业影响分解为城镇国有经济部门、集体经济部门和其他经济部门吸纳的劳动力就业人数，这其中包括区域内部和外部农村劳动力的城镇转移人数，变量定义为LF1，LF2，LF3，依次代表三部门的农村劳动力吸纳规模。此外，在分析城镇吸纳农村劳动力影响因素时还加入城镇从业人员LUit，数据来源：《中经网统计数据库》、历年《中国劳动统计年鉴》；以及资本存量数据来源于张军《中国省际物质资本存量估算：1950—2000》，此后六年数据采用其方法重新测算。

（3）表征所有制及制度变迁的变量

劳动力对经济增长产生作用的大小取决于三方面的因素，一是国家一定时期内劳动力的总量，二是劳动力的质量，三是劳动力发挥作用的程度。前两方面主要是外生给定的，最后一方面则是内生的，制度安排合理与否直接影响到劳动力作用的发挥程度。基于此，本文选用社会保障支出作为地区福利安排的重要衡量指标SfE，S为所有制经济的特征向量；“三部门经济”的固定资产投资作为所有制变迁的重要表征变量和资本投入基础变量，依次为IF1，IF2，IF3。数据来源：历年《中国固定资产投资统计数典》《中国固定资产投资统计年鉴》及《2006年中国劳动统计年鉴》。

（4）物质资本指标

经济增长研究过程中，切入视角主要是资本和劳动力资源的积累；遵循传统分析框架，重点考察资本与劳动两种要素的投入，在对投资结构做“三部门”分解基础上，引入物质资本概念并选择用“固定资本净值”作为资本存量，采用固定资产折旧率借助不同所有制经济固定资产投资进行存量测算，参考李京文（1992）、张军（2004）等采用经验的折旧率进行计算，1990年后平均折旧率为5.6％。由于各省有关流动资本的来源和使用范围不规范和统计口径的不一致，难以获得完整的统计资料。因此，测算1990—2006年所有制结构的省区固定资产存量总额的计算公式为：K（t）=K（t-1）（1-δ）+I（t），K（t）和K（t-1）为当年和上一年的固定资产存量，I（t）为当年的固定资产投资额，δ为折旧率。假定转型初期各省、市、自治区的初始固定资产存量在1990年形成，在进行估算时借鉴朱翊敏等（2002）确认1990的初始固定资产存量，“三部门”固定资产投资存量依次为KF1，KF2，KF3。

4.3.2　实证检验结果及解释

为方便比较，并切合中国转型的特殊阶段分析，实证样本跨度为1990—2006年，共527个观察值。以表4.23、表4.24和表4.25给出所有的回归结果。其中，FE表示采用地区固定效应模型估计方法；RE表示使用随机效应估计方法；在进行经济增长收敛模型回归时采用双向（地区和时间）固定效应方法；固定效应模型与随机效应模型选择依据Hausman检验统计量，检验过程中部分结果高度显著。在二者都不显著的情况下，本文采取迭代FGLS和随机系数（Random Coefficient）估计对模型进行检验。^[4]之后，将对整个回归结果进行解释；并将技术进步变化对经济增长贡献的影响考虑进去，其他影响因素的贡献全部进行“残值”。

表4.23　分省资本与劳动投入对经济增长贡献检验

注：结果表4.23通过Eviews5.1软件实现，整个结果采用随机效应模型，括号内的估计方法EGLS（TRE）和EGLS（CRE）分析表示考虑时间效应和地区效应；***表示在1％置信水平下通过显著性检验，**表示在5％置信水平下通过显著性检验，*表示在10％置信水平下通过显著性检验，HAUSMAN检验采用chi2统计量，下同。

表4.24　经济增长与城镇所有制劳动力“吸纳”（应变量GDP）

注：*、**、***分别表示在10％，5％，1％置信度水平下显著。（）内为t检验值。

1）转型经济所有制结构变迁的资本和劳动贡献分解

20世纪90年代中期以来，各省国有经济固定资产投资逐年增加，统计数据反映国有经济固定资产投资增长最快的是浙江，由1994年的343.12亿元增加到2006年的1812.7亿元，到2006年其他各省固定资产投资规模仍在不断扩大，如江苏2015.7亿元、山东1728.6亿元、广东1877.1亿元；集体经济固定资产投资方面，在1995年前规模扩张速度较快，之后比较缓慢，但超过国有经济规模，比较典型的省份是山东、江苏和浙江，2005年集体经济固定资产投资依次为2304.7，1901.7，1536.8亿元；其他经济固定资产投资规模增长较快的分别是江苏、浙江、山东、河南和广东5个省份，2006年分别高达1437.4，942.1，1593.8，892.6和964.5亿元。^[5]与固定资产投资变化差异巨大的是，不同所有制经济劳动力就业变化方向不同，除部分省份（宁夏、青海、重庆、广东及浙江等省）外近年来国有经济与城镇集体经济从业人员逐渐降低，其他经济从业人员数逐年提高。以上海为例，国有经济单位从业人员由1994年的339.9万人减少到2006年的116.7万人；城镇集体经济从业人员由82.2万人减少到2006年的10.1万人。因此分析区域层面不同所有制资本与劳动力投入对经济增长的影响，可以深入了解所有制变迁下的经济增长影响因素和制定促进劳动力吸纳的相关对策。

以上述分析为基础，接下来针对转型以来所有制结构变迁下的我国省区经济增长过程中劳动和资本贡献进行实证探讨，一方面对于理解转型经济增长理论提出思路，另一方面为后文研究不同所有制劳动力吸纳的经济增长原因分析提供实证基础。利用扩展C-D生产函数分东、中、西部及全国样本进行生产函数模型估计，全国、东部和西部地区样本考虑时间效应，中部地区考虑地区效应，结果详见表4.23。从实证结果来看，除全国样本的资本与劳动力产出弹性之和大于1之外，^[6]分地区估计均小于1，表明在1990—2006年，我国国内经济生产是规模报酬递增。技术进步对经济增长的弹性系数全国为0.012，^[7]分区域来看东部地区技术进步作用最高（0.315），中部和西部地区相差不大，依次为0.125和0.128。从不同所有制劳动力产出弹性来看，东部省区国有经济劳动力对经济总量增长的弹性系数为-0.539，国有经济劳动力对经济增长贡献为负，集体经济和其他经济劳动力产出弹性统计检验不显著，中部省区依次为0.508，0.093和0.091，西部省区依次为0.158，0.138和-0.235；资本要素固定不变时，区域国有经济劳动力要素变化1％，引起中部地区GDP增加0.508％，西部地区GDP增加0.158％；集体经济劳动力变化1％导致中部地区GDP增加0.093％，西部地区增加0.138％。可见西部国有经济劳动力对经济总量GDP增长的推动作用要小于中部地区，这与中部地区劳动力存量规模较低有直接关系，其次是固定资产投资的同比增长影响也较为显著；其中东部地区国有经济及其他经济部门劳动力的推动作用不显著，一方面在于所有制结构变化与劳动力的所有制转移未同步，导致劳动力贡献度低。物质资本产出弹性估计结果发现，东部省区不同所有制物质资本存量对经济增长的弹性系数分别为0.411，0.055和0.197；中部省区国有经济不显著，集体经济和其他经济资本贡献依次为0.034和0.079；西部省区依次为0.316、0.023和0.103。综上可得结论：当前阶段对经济增长起主要作用的仍然是物质资本存量，尤其是全国样本的测算结果符合我国目前转型经济发展特点，以大规模的固定资产投资带动经济的增长，劳动力的“要素”效应未得以体现；经济增长过程中的“外延式扩张”方式在当前还十分显著。

2）经济增长与农村劳动力“吸纳”

20世纪90年代后，我国学者注意到人口空间分布与区域经济发展之间的相关性问题，并进行初步探索；此前主要偏向于动态角度分析，研究人口空间分布增量变化即人口迁移与经济发展的相互关系，研究农村剩余劳动力与区域经济可持续发展关系（吕世平，丁虹，1999）；严善平（1998）对90年代以来地区间人口迁移的实证检验证明，迁移人口占总人口的比率与经济发展水平有着非常强的正相关关系，关于人口的区域间流动与经济发展之间相关性研究的其他学者还有蔡昉（1996）、陈皓（1996）、王桂新（1997a；1997b）及李强（2001）等。因此在分析劳动力与资本对区域经济增长贡献率基础上弥补农村劳动力流动，并分析不同所有制经济就业的经济增长贡献十分必要。与前面单独分析劳动力与资本对经济增长的贡献进行比较，为进一步分析劳动力吸纳对经济增长的影响，考虑省区经济增长差异形成机理，在此引入消费C（与投资不同，不形成积累）和财政支出FE两个控制变量。

本文使用Stata 9.2软件对模型（4.14）进行估计，并划分为三大区域，估计结果见表4.24。从结果来看，参数估计值的统计性能都比较好（括号内为T统计量），与前面的预期基本一致。具体来看，分解农村劳动迁移条件下的资本产出弹性为负，与之前相关检验不一致（张华嘉，黄怡胜，1999；郭国峰，刘孟晖，2006；龚曙明，2007），可以从两方面解释：一方面，本文的样本选择是全国31个省市，数据类型不同于先前的时间系列数据检验；另一方面由于重点分析劳动力流动对经济增长的贡献，回归结果中除东部地区劳动力贡献为负（- 0.013）且不显著外，全国及中西部地区的劳动产出弹性均为正，依次为0.647，0.639和0.681，表明劳动力在中西部地区经济增长过程中发挥重要作用。所有制变迁对经济增长的影响区域差异十分显著，全国及东部地区为正，中部地区未能通过检验，西部地区显著为负，即所有制改革对西部地区经济增长起阻碍作用。公共支出与消费方面：公共支出正向拉动作用十分显著，依次为0.197，0.068，0.082和0.044，消费只有中部地区显著为正。

关于转型经济分阶段研究已有大量研究成果，如吴敬琏（2004）等对中国经济的深入研究发现，在1990年前后中国经济运行机制发生较大变化，因而地区经济增长具有明显的阶段性，本文是对已有成果的补充。据此，估计1990年以后观测区间的生产函数方程，结果发现：城镇不同所有制经济在农村劳动力吸纳对经济增长的贡献方面存在所有制差异和明显的地区差异双重特征。其中城镇国有经济部门吸纳农村劳动力在全国范围内促进经济增长，达到0.103；其次是东部地区，与总劳动力贡献极不相同的是国有经济部门的农村劳动力吸纳对经济增长的贡献为0.082，而相反的是中、西部地区的国有经济部门却未通过统计上的显著性检验。城镇集体经济部门吸纳劳动力对经济增长的贡献方面，与国有经济部门形成明显对比，全国和东部的作用不显著，而中部和西部较为显著，其中中部为正（0.111）西部为负（-0.043）。城镇其他经济部门劳动力吸纳对经济增长的贡献方面，主要包括外资、民营和其他经济，东部地区显著为正，达到0.076；中西部地区均为负，分别为-0.071和-0.007。分析其原因在于国有及其他经济类型投资中，20世纪90年代以后东部地区投资增长速度要明显快于中部地区和西部地区，并且由于基础规模巨大，加上政策安排的鼓励，使得东部地区的经济增长快于其他地区，但是，随着近年来中、西部地区城镇固定资产投资速度的加快^[8]，这些地区城镇集体经济吸纳农村劳动力对经济增长的贡献为正却有重要的政策意义。

3）三部门经济“吸纳”农村劳动力的实证检验

在经济增长过程中，劳动力是最活跃的要素，此前有关人口空间分布问题的研究主要集中在社会科学领域，并成为人口地理学研究的主要内容。而近年来，地理学者开始运用GIS等技术研究人口空间分布与社会经济数量之间的关系，将其研究扩展到地理学、经济学甚至环境生态学的交叉领域。随着区域经济学和发展经济学的不断发展，人口空间分布与经济发展的相关理论也得到同步发展，在刘易斯和托达罗模型中，将人口向城市流动视为劳动在产业间的转移，这种流动是劳动者个人对迁入地和迁出地之间的收入（或者预期收入）差距的回应（朱农，曾昭俊，2004）；而克鲁格曼在H-O定理的基础上，提出“新经济地理学”，从规模经济角度分析城市经济聚集与人口空间分布变化的关系。此为本文的研究提供借鉴基础，在探讨农村劳动力对经济增长影响分析基础上，反过来从纯经济学视角分析城镇不同所有制经济对继续探讨城镇经济部门吸纳劳动力的影响因素具有借鉴意义，同时兼顾政策导向和城镇劳动力的“挤出”或“挤入”的影响。因此，本文的分析不同于已有文献，并不是将影响农村劳动力迁移的制度性因素归结为户籍制度、歧视性就业制度、产业升级环境等，甚至从农村劳动力自身角度进行分析。通过前面的分析认为自20世纪90年代以来，国有企业就业吸收速度减缓，而其他经济部门逐步提高，主要在于投资扩张缓慢和城镇工资水平的吸引能力较低，所有制经济结构在区域方面的差异是城镇经济体吸纳农村劳动力能力的重要影响因素。

在城镇经济“吸纳”农村劳动力过程中，未考虑技术进步对就业规模及结构的影响，其主要分析过程及思路参阅大量学者已有研究成果（布朗、李倩、李健勇，1985；卢爱华，2003；周桂平，2006）。^[9]由表4.25的回归结果可以看出，城镇固定资产投资对农村劳动力就业产生重要影响，估计方法选用固定效应、随机效应模型及FGLS。国有经济固定资产投资对农村劳动力吸纳的影响地区差异不显著，其中东部地区弹性系数为0.004，中西部地区依次为0.051和0.034，集体经济和其他所有制经济固定资产投资对国有经济部门的农村劳动力吸纳在东部和西部地区都产生挤出效应（见表4.25中的第2、8列），而在中部地区集体经济固定资产具有正效应，其他经济固定资产投资依然为负。集体经济固定资产投资对农村劳动力吸纳方面，东部地区显著为正，中、西部地区皆为负，分别为0.120，-0.139和-0.116，国有经济固定资产投资对农村劳动力吸纳产生负的挤出效应（见表4.25中第3、6及9列第5行），其他经济部门的固定资产投资则为正的挤入效应（见表4.25中第3、6及9列第7行）。其他经济部门吸纳农村劳动力就业方面，表4.25给出迭代FGLS的估计结果，东部地区本部门固定资产投资在1％的置信水平下影响系数为0.445，中部地区在5％的置信水平下为0.488，而西部地区在1％的置信水平下为0.447。由此看来，城镇其他所有制经济部门是农村劳动力吸纳的主要渠道，再加上国有经济部门和集体经济部门固定资产投资的正向挤入效应，城镇其他经济部门对农村劳动力吸纳的作用具有重要影响，这将为进一步发展民营经济和其他非公有制经济对农村劳动力吸纳作用的政策提供理论支持和实践源泉。而且，部门间的农村劳动力吸纳也会产生交错影响，东部地区均为正，说明不同所有制部门的劳动力吸纳不会产生排斥；中部地区除其他经济部门对国有经济部门的农村劳动力吸纳产生排斥外其他影响也都为正；并且西部地区国有经济部门方面交错影响依然表现为正，只是其他经济部门的劳动力吸纳会受国有经济部门和集体经济部门的排斥影响。

随着经济体制改革的逐渐推进及所有制转变速度的加快，以单一国有经济为主体的格局被打破，经济成分呈现多元化，非国有经济对经济增长的作用增大，多种所有制并存的经济结构必将影响到投资的所有制结构，进而影响就业，劳动力“吸纳”作用在前面已得到证实。除此以外还有其他宏观经济因素，比如经济总量、城镇工资水平Wit以及社会保障支出和城镇自身的从业人员数LU。表4.25显示针对上述因素进行回归，东部地区的经济发展水平对国有经济部门的农村劳动力吸纳影响为正，集体经济和其他经济部门的影响均为负，中部地区对“三部门”影响也都为负，西部地区国有和其他经济部分为正而集体经济部门为负。社会保障支出对于农村劳动力吸纳的影响在东部和中部地区的三部门中具有显著差异，东部地区集体部门的农村劳动力吸纳显著为负，其他两部门未通过检验；中部地区的三部门都通过显著性检验，其中国有经济和集体经济部门的影响为负，其他经济部门为正；西部地区除国有经济部门外都为正，依次为-0.099，0.059和0.145。分析其原因主要在于，社会保障支出在不同所有制部门中比重差异明显，我国的社会保障制度还不健全，吸纳农村劳动力相应的社会保障体系也必须建立。城镇从业人员在东部和西部农村劳动力不同经济部门的劳动力“吸纳”均具有正的拉动效应，而中部地区除了其他经济部门不产生排斥外，国有经济部门和集体经济部门均产生排斥。工资水平方面与我们预期结果不尽相同，东部地区其他经济部门的农村劳动力吸纳影响为正的0.345；中部地区国有经济和集体经济部门的影响也都为正，而西部地区除了国有经济部门为正，其他经济部门的统计估计结果显著为负。从另一个侧面可以看出，中、西部地区农村劳动力流入城镇更看重国有经济部门的工资水平，而东部地区恰好相反，更看重其他所有制部门的工资水平。

综上可以看出，在城乡劳动力迁移的影响因素方面，早期主要集中表现在国外学者的大量丰富研究成果上，刘易斯二元结构模型对劳动力转移的解释的假设前提是发展中国家存在传统的劳动力大量过剩的传统农业部门，其劳动力的边际生产力为零是充分条件而非必要条件。但是经济增长推动城市的现代工业部门以不变的工资率，从农业传统部门中吸收劳动力，工业部门不断把积累转化为投资，吸收更多的农业部门劳动力（Lewis，1954）。接着，城市劳动力需求不断吸纳因农业劳动生产率提高所产生的剩余劳动力，托达罗迁移模型更好地解释城市高失业条件下农村劳动力的继续转移现象，城乡劳动力的迁移取决于城市的预期收入（Todaro，1969），林毅夫等（2006）通过研究认为地区差距不断扩大，反过来对迁移的限制依然存在。农村劳动力城市迁移对区域经济增长产生重要影响，并与资本配置共同促进经济增长，地区差异显著；同时地区经济增长下的城镇不同所有制经济部门对农村劳动力的吸纳不尽相同，因而，为实现农村劳动力城镇迁移加速城市化进程并推动地区经济增长，分地区分所有制经济部门加速控制资产投资、提高工资水平、增加公共社会保障支出以及改善社会消费水平、促进消费结构升级意义重大。

4.3.3　农村劳动力吸纳与经济增长结论

通过地区农村劳动力（省内省外）吸纳对经济增长的影响及其影响因素的实证检验，发现：我国20世纪90年代转型以来在解决农村劳动力“吸纳”方面，伴随着城镇经济的所有制结构变迁的推进，满足不同所有制经济部门的劳动力需求过程，农村劳动力转移已经在地区经济增长过程中发挥重要作用。通过整个研究得到如下结论：

第一，农村劳动力城镇就业对经济增长的作用具有多重性。随着所有制结构的变化，一方面对经济增长产生重要影响，但在区域方面却存在显著差异；另一方面不同所有制经济部门的农村劳动力吸纳同时产生“渗漏”作用。

第二，资本和劳动力对经济贡献差异显著，不同所有制资本对经济增长贡献仍然为正向拉动作用，同时区域层面上贡献作用差距明显。但农村劳动力的城镇就业要求固定资产投资结构进行相应改变，实现资本与劳动比更趋合理；在当前“投资”过热条件下，抑制固定资产投资规模固然十分必要，但针对东部、中部及西部地区不同所有制部门的固定资产投资应该有所偏向，保证资本与劳动的要素配置结构优化。需要进一步扩大农村劳动力在城镇集体经济部门的就业规模，增强城镇集体经济部门的农村劳动力吸收能力，将有助于实现区域经济的协调性与可持续性目标。

第三，通过进一步分析农村劳动力吸纳的影响因素发现，城镇工资水平、社会保障支出及城镇从业人员对农村劳动力的吸纳影响相对较小。实证检验发现城镇其他所有制经济部门是农村劳动力吸纳的主要渠道，在此基础上发挥私营经济、其他经济及外资经济对农村劳动力的吸纳则意义重大，继续稳定这些部门的固定资产投资规模和提高质量不仅有助于推动经济增长和质量优化，也有利于解决农村劳动力就业。

【注释】

[1]中国的特殊性，大规模的农村劳动力队伍，在从农业转向非农产业的过程中，出现不同部门的巨大差异，随着经济发展阶段的转变，以及地区经济发展差异，在区域方面差异依然十分显著。

[2]因此，这一阶段的经济增长不仅表现为劳动力和资本的增长效应，而且还表现为需求结构效应和资源配置效应，另外技术水平也伴随着经济增长有所提高，中国经济自20世纪中后期至今尚处于这一发展阶段。

[3]当然，制度因素在经济发展中起着关键作用。因此，良好的制度环境，充满效率的经济体制和有效的激励机制能够充分发挥各种经济要素的生产潜力，使经济在技术水平所决定的生产可能性前沿上运行。

[4]针对不同情况，通常可以用OLS估计、GLS估计、内部估计（Within Estimator）和FGLS估计，并检验误差中个体效应以及个体和时间效应，同时将自相关和“异方差”纳入模型框架中。

[5]资料来源：《中国统计年鉴》《新中国五十年统计资料汇编》、分省统计资料；其中有关从业人员统计数据不包括“离开单位保留劳动关系的职工”。

[6]资本与劳动力产出弹性=-0.182+0.037+0.183+0.707+0.046+0.267=1.058。

[7]本文中的技术进步数据来源及测算方法详见，周靖祥：《FDI流入的“正效应”审视及外资企业TFP测算》，2008年“CES会议”和“香港双年会”论文集，其中投入变量包括不同所有制劳动力与资本存量，产出变量包括第二产业增加值和第三产业增加值。

[8]据统计，2006年城镇固定资产投资中：东部地区固定资产投资同比增长20.6％，中部地区固定资产投资同比增长33.1％，西部地区固定资产投资同比增长25.9％。

[9]据统计，2006年城镇固定资产投资中：东部地区固定资产投资同比增长20.6％，中部地区固定资产投资同比增长33.1％，西部地区固定资产投资同比增长25.9％。