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一、問題的提出與文獻回顧

改革開放突破了計劃經濟體制的趕超戰略以及由此內生的以戶籍管理為核心的資源配置制度。在廣大農村實行的家庭聯產承包責任制,使農戶家庭成為農村社會基本生產單元和微觀經濟組織,農業生產率得到快速提高。但隨著農村市場化進程的深入、人地矛盾的加劇和戶籍管理制度的松動,農業生產中出現了大量的剩余勞動力。在既定的競爭性市場約束條件下,作為獨立決策的經濟單元,農戶家庭在各種經濟活動之間做出剩余勞動力轉移決策以追求最大化家庭經濟效益。現階段,農戶對剩余勞動力的轉移主要集中在當地農業兼業化生產、農村非農產業生產和外地打工三種流向、五種經濟活動上①。這種自發式、理性的剩余勞動力資源轉移對當地農村經濟發展,尤其是農業部門生產的技術水平存在怎樣的影響?如果存在積極的影響,那么這種影響的程度如何?又是通過什么機制發生作用的?如何對這種積極作用因勢利導?對這些問題的回答,既可以豐富20世紀90年代以來理論界關于勞動力流動對流出地影響的爭論,也可以為轉型時期農業和農村經濟的發展尋求有效途徑。剩余勞動力的大量轉移及其對農業和農村發展的影響是近年來農村勞動力流動問題研究中頗具爭議的領域之一。

爭論的焦點主要集中在勞動力外流對農業和農村發展造成了什么影響。對此,學者們持不同的觀點。部分學者借助于國外關于勞動力流動的選擇性理論,認為大量農村勞動力外流,特別是大批青壯年和受教育水平較高的勞動力外流,造成農村的“精英流失”[1-2],加速了農業勞動力婦女化和老齡化趨勢,導致土地撂荒,使農業勞動力整體素質下降[3];羅斯高等[4]的研究持中立觀點,他們認為一方面遷移減少了家庭從事農業的勞動力,對農作物產出的直接影響是負向的,而且顯著。另一方面,遷移外出勞動力給家庭的匯款卻增加了家庭的資金,即遷移對家庭農業生產的影響應該是雙重的;關于農業剩余勞動力流動對農村經濟發展的積極影響,主要集中在對農業技術進步顯著的正向影響上,杜鷹和白南生[5]的研究證實了這一點。他們比較了外出戶和非外出戶的調查資料,認為在資金不足的地區外出戶存在著資金對勞動的替代,農村勞動力外出并不必然對農業生產帶來負面影響。胡永泰[6]認為農業剩余勞動力的自由流動引起了中國全要素生產率的階段性提高,是經濟增長的根本原因。白南生等[7-8]的研究進一步提出農業剩余勞動力外出就業有助于提高農業勞動力的技能素質、生活適應能力和生產經營能力,會對子女教育和家庭關系等產生積極影響。李谷成等[9]通過建立超越對數的前沿生產函數從更微觀的省級層面考察了湖北省農戶剩余勞動力資源配置對當地農業生產中的技術提高作用。

蔡銀寅和杜凱[10]建立了一個基于內生農業技術進步的二元經濟增長模型來解釋農業剩余勞動力流動與農業技術進步的相互促進關系?？傮w而言,近期愈來愈多的研究認為剩余勞動力的轉移通過以下途徑對農業、農村經濟發展產生了積極的影響:(1)通過勞動力和資金的雙向流動,改善了資源的配置效率,非外出戶與外出戶經營目標更加明確;(2)通過提高農業勞動力素質、加速人力資本形成,促進了外出農戶在農業生產中的技術進步;(3)增加了剩余勞動力就業機會,為輸出地農民開辟了新的收入增長來源,流出地農戶平均收入和資本積累水平提高;(4)外出農戶家庭在農業生產中存在著資金對勞動的替代,并且越是資金短缺的農村,外出就業帶回的資金對農業生產有更普遍的正面影響。(5)使農戶家庭的兼業化程度趨于提高,外出農戶對農產品價格變動的反應相對不敏感,農戶抵御經營風險的能力提高。本文擬通過課題組在西部地區八個樣本村的微觀調查數據,重點分析西部地區農戶剩余勞動力資源配置決策與農業生產技術進步的關系,探討勞動力流動對農業、農村經濟發展的影響。本文其余內容組織如下,第二部分是基于拉尼斯—費模型的剩余勞動力轉移對農業技術進步的機制和途徑分析。第三部分利用調查所得實際數據,建立生產函數,采用隨機前沿分析方法對理論機制進行經驗驗證。第四部分是本文的結論。

二、剩余勞動力轉移與農業技術進步機制:拉尼斯—費模型的擴展

拉尼斯和費景漢[11-13]建立了一個重視技術變化的勞動力剩余經濟發展模型。他們認為農業隱蔽失業人口即農業中剩余勞動力的轉移不是一個簡單的靜態過程,它取決于工業部門的資本積累、部門創新強度和創新的要素使用偏向等。在剩余勞動力成功轉移過程中,會提高農業勞動生產率,農業部門和工業部門獲得同步發展。本節的分析是對拉尼斯—費模型的理論擴展。

(一)創新的要素偏向衡量

設代表性家庭農戶的動態生產函數為:Q=F(K,L,t)(1)其中,Q代表農業總產出,K和L分別代表投入的資本和勞動要素,對任何時點t,上式滿足規模收益不變條件,且希克斯技術進步的要素偏向為:HL=E(fL,t)ηt=(fLtt/fL)(1/t)=fLt/fLHK=E(fK,t)ηt=(fKtt/fK)(1/t)=fKt/fK(2)(2)式中,HL是單位時間內勞動力邊際生產力(MPL,記為fL)的增長百分比;HK是單位時間內資本邊際生產力(MPK,記為fK)的增長百分比;E(fL,t)是勞動力邊際生產力對時間的彈性;E(fK,t)是資本的邊際生產力對時間的彈性。代表性農戶動態生產函數的存在意味著創新的兩個維度:勞動使用偏向和資本使用偏向。為了將創新的要素偏向區分出來,引進衡量任意時間t上的創新偏向程度指數:BL=HL-JBK=HK-J(3)(3)式中,BL是創新的勞動力使用偏向程度,BK是創新的資本使用偏向程度。J是在假定資本、勞動力投入不變的條件下,完全由于每單位時間的消逝而出現的產出的部分增加:J=ΔQ/Q≥0,它代表著中性創新的強度,J同時是HL和HK的加權平均數,即J=φLHL+φKHK=φL(BL+J)+φK(BK+J)②。當初始狀態的要素密集程度給定時,BL和BK就是衡量創新要素使用偏向的兩種可選方法。由BLφL+BKφK=0,那么可以推得以下三種創新:(1)中性技術創新:BL=0HL=JHK=JBK=0(2)勞力使用型技術創新:BL>0HL>JHK<JBK<0(3)資本使用型技術創新:BK>0Hk>JHL<JBL<0

(二)農業部門技術創新路徑

在農戶產出最大化目標前提下,農戶不僅追求農業與非農收入的增加,同時也希望通過資源的合理配置,達到家庭總收入最大化。因此,農戶愿意將農業剩余和部分非農收入投入到農業生產中[5,14,15],形成生產性資金③。對資本投入處于低水平均衡狀態的農業部門來說,剩余勞動力的轉出和農業生產性資金的注入通過兩個渠道影響農業產出:一部分資金用于彌補農業勞動力的流失,形成資本對勞動力的替代;另一部分資金用于追加資本投入,如化肥、機械化作業和農業生物科技的使用等,形成漸進積累的技術創新。在二元經濟的漸進轉型過程中,農業生產要素的這一短期動態調整,一方面使農業部門的資本勞動比逐漸提高,兩種要素的邊際生產力發生變化。另一方面使農業部門發生資本偏向型的技術創新。用本節定義的?？怂箘撔乱仄騺矸治錾鲜鲞^程,如圖1所示。出于實際的考慮,對創新的衡量是在等產量線圖上一個特殊點的鄰域來進行的,如P點④。給定農業部門初始的等產量曲線為圖1(b)中的Q曲線,投入集合中的任意一點P(K0,L0)代表農業部門的初始要素投入點。資本的邊際產出為圖1(a)中的N曲線,勞動的邊際產出為圖1(c)中的M曲線,S為勞動力的供給曲線。圖1(a)中,在剩余勞動力大量轉出而生產性資本投入增量很低的情況下,資本的邊際生產率曲線由N上升到N1。為了衡量這種創新偏離中性創新的程度,在圖1(a)中繪出了一條與N1創新密集程度相同的中性創新曲線Z。曲線N1和曲線Z具有相同的創新密集度,可以從兩個三角部分GHI和EGF的面積相等中判斷出。中性創新曲線Z的創新強度J=IEAB/BAK0O,即創新增加的產出面積IEAB與創新前產出的面積BAK0O之比。對于這個創新強度來說,創新的密集程度J還可以用距離之比FA/AK0表示⑤。同時,由圖1(a)可以看出,資本的邊際生產率曲線N1與中性創新曲線Z相交之后,E點位于F點的左側,這是一種資本偏向型的創新。當資本偏向性的創新發生時,等產量線由Q旋轉到Q1,變得更為平緩。于是,在P點,產出從Q單位增至Q1單位,Q和Q1分別代表創新前后的等產量線(通過P點)⑥。這種產出的增加只是由于時間的消逝,而不是任何物質投入量的變化,所以它完全是在一定時間中發生的創新變化造成的。同理,這種創新也可以反映在圖1(c)中,邊際勞動生產率曲線由M上升至M1,與中性創新曲線Z相比,曲線M1和曲線Z具有相同的創新密度,這一結論也可以從兩個三角部分RUT和UVW的面積相等判斷出。中性創新曲線Z的創新強度J=TVAD/DAL0O,即創新增加的產出面積TVAD與創新前產出的面積DAL0O之比。對于這個創新強度來說,創新的密集程度J還可以用距離之比VA/VL0表示。勞動的邊際生產率曲線M1與中性創新曲線Z相交之后,W點位于V點的下方,表明這種創新是勞動力節約型的創新。長期中,如果上述過程持續下去,盡管農業部門剩余勞動力大量轉出,但由于資本偏向型的技術創新持續進行,農業部門的產出仍然增加,農業部門的資本深化程度不斷提高,如圖2所示。正如拉尼斯和費景漢所述在二元經濟的轉型過程中“農業部門的成功發展必須實現關鍵性最低努力”[13],即資本積累率必須足夠大,創新強度必須足夠高,創新的資本使用偏向必須足夠強,勞動力報酬遞減規律必須足夠弱。這樣才能擺脫農業生產中的“低水平均衡陷阱”。

三、隨機前沿生產函數的實證檢驗

(一)隨機前沿生產函數設定

技術效率用來衡量個體單位在等量要素投入條件下,其產出離前沿最大產出的距離[16]。測量技術效率通常有兩種方法,一種是非參數方法,主要是運用數學規劃方法,建立相應的生產函數、成本函數的前沿模型,并用數學規劃方法求解模型,如Malmqusit指數方法等。另一種是參數方法,首先根據樣本中所有個體的投入和產出構造一個能夠包容所有個體生產方式的最小的生產可能性集合,即所有要素和產出的有效組合。個體的技術效率可以通過實際產出與前沿面產出的距離來衡量,距離越大,則技術效率越低,反之,則技術效率越高。在對我國分部門、分行業、分地區的生產技術效率測算中,大多數研究采用了參數方法⑦,通過建立隨機前沿生產函數(StochasticFrontierProduction),用計量經濟學分析技術來估計個體技術效率水平。參數方法的最大優點是通過估計生產函數對個體的生產過程進行了描述,從而使對技術效率的估計得到了控制。本節通過建立家庭農戶的柯布—道格拉斯生產函數并線性展開,得到與Battese和Coelli[17]相似的隨機前沿生產函數模型如下:ln(yit)=β0t+β1*ln(Kit)+β2*ln(Lit)+β3*ln(Tit)+(vit-uit)(4)TEit=exp(-uit)(5)uit=β(t)*ui(6)β(t)=exp[-η*(t-T)](7)γ=σ2u/(σ2v+σ2u)(8)式(4)中,y為農戶的產出,以農戶從事農業的收入來衡量。K為農戶生產過程中的資金投入,L為農戶生產的勞動力投入,T為農戶生產的耕地數量。β0為截距項,β1為資本產出彈性,β2為勞動的產出彈性,β3為土地的產出彈性,均為待估參數。下標i代表第i戶農戶家庭,下標t代表時期。復合結構的誤差項(vit–uit)由兩部分組成,第一部分vit~.i.id,并服從N(0,σ2v)分布;第二部分uit≥0,它反映那些在t期僅僅影響第i個農戶的隨機因素。uit~.i.id,并服從正半部的正態分布N(u,σ2u),vit與uit之間相互獨立。式(5)表示樣本中第i個農戶在第t期內的技術效率水平。顯然,如果uit=0,則TEit=1,即農戶處于完全技術效率狀態,此時該農戶的生產點位于生產前沿面上;相反,如果uit>0,則0<TEit<1,這種狀態為技術非效率,此時該農戶的生產點位于生產前沿之下,是待估計的參數。Battese和Coelli[18]構造了(6)和(7)兩式以定量描述時間因素對uit的影響。在式(8)中,γ也是待估計的參數,γ=0時,σ2u趨于零,此時誤差項僅為vit。在統計檢驗中,如果γ=0這一原假設被接受,即說明調查樣本中所有農戶的生產點都位于生產前沿面上;此時,無須使用SFA技術來分析農戶生產效率,直接運用普通最小二乘估計方法(OLS)即可。

(二)數據說明與統計描述

為分析勞動力流動對農業、農村經濟發展帶來的影響,本課題組于2007年底到2008年初在甘肅、寧夏、四川等地進行了兩次社會調查。調查隨機選取了8個樣本村,每村隨機抽選取50戶農戶,并以面對面訪談形式完成問卷300份,其中有效問卷256份。在所調查的樣本中,共有勞動力797人,其中農業生產者315人,非農產業從業者47人,打工者272,農業兼打工者91人,農業兼非農者50人,公職人員22人。各類型的勞動者之間存在很大差異。農業生產者是各類勞動力中年齡最大、女性所占比例最高、受教育年限最低的群體;外出打工者主要以年輕、男性、受教育水平較高者為主;非農產業從業者主要以男性為主、受教育水平高但所占比例很小;很大一部分已婚中年勞動力則主要以農業兼打工或者農業兼非農為主;此外,還有很少量的農村教師、行政干部等公職人員,由于這部分樣本少而影響小,在后面的實證過程中將予以剔除。表2為樣本農戶家庭經營模式。

(三)實證結果與分析

運用由TimCoelli(1996)設計的Frontier(Version4.1)程序,使用最大似然估計法對上述模型進行估計。表3給出了有關參數及其相關檢驗的結果,圖3則繪出了樣本中五類農戶的技術效率變動情況。

(1)總體來看,隨機前沿生產函數估計結果良好,五類農戶中農業生產的資金投入產出彈性至少通過了10%的顯著性水平檢驗,且系數為正,說明在西部地區農業投資低水平均衡狀態下,資本投入的增加可以顯著增加農業產出,并在長期中形成農業生產的資本偏向型技術進步。A類農戶的資金投入產出彈性最高,其他四類大體接近,說明越是資金匱乏的農戶,資金投入的產出效應越高,這與白南生等[7]的研究結果相似;五類農戶勞動力的產出彈性也至少通過了10%的顯著性水平檢驗,C、D兩類農戶的勞動力產出彈性最高、B類次之、A類再次之、E類農戶最低,即重視農業且兼業生產的農戶勞動力產出彈性最大,偏重農業或者偏重非農產業生產的農戶該指標值較小;土地對農戶生產的貢獻程度在本文的分析中為負,且A、E類農戶該指標不顯著。因為本文的調查樣本主要集中在西部地區,農業生產的土地類型主要為純山區、半川區、塬區、半灌溉區(部分灌溉)。農戶所在地區的自然資源條件對生產存在很大影響。純山區和半山區由于農業資源稟賦條件差、交通不便,盡管家庭耕地比較多,但產出低下。塬區和有一定灌溉條件的村莊地處比較平坦的地區,交通便利,但土地資源相當有限,無法實現較高的土地產出彈性。

(2)五類農戶的平均技術效率均小于1,說明西部地區農業生產曲線處在前沿生產面以下,存在技術無效率的因素。B、C、D類農戶的技術效率水平較接近于1,技術效率最高。這三類農戶也是本次調查中家庭經濟情況最好,農業生產條件最優的。在農業兼業化生產過程中,這三類農戶通過農業剩余積累和非農業生產獲得的資金收入,一方面,有效的替代了逐漸轉移出去的勞動力,另一方面在長期的生產過程中資本逐步深化,資本偏向的技術創新最先在該三類農戶中出現,導致了產出效率的提高和收入的增加。A類農戶和E類農戶是截然相反的兩類群體,前者主要集中于農業生產,資本積累有限,技術進步緩慢。后者則主要從事個體經營,盡管資金充裕,但半專業化于非農業經營,甚至出現轉包土地和土地撂荒現象,農業生產的技術效率最低。

(3)五類農戶內部來看,個體農戶間技術效率存在差異。與平均技術效率差異相似,A類、E類農戶間差異較大,B類、C類和D類內部農戶間技術效率差異較小。這種差異的存在是合理的,可能一方面來自農戶所處的生產自然條件,另一方面則來自于農戶對剩余勞動力的配置決策和干中學的知識、技術積累。

四、結論

農業剩余勞動力的非農轉移是改革開放三十年間中國轉型經濟成功發展過程中最引人矚目的經濟社會現象之一。這種轉移是理性轉移者個人對較高收入的一種回應,它在提高轉移者個人收益的同時,也對農業生產和農村經濟的發展產生著深遠的影響。借助于對“拉尼斯—費景漢模型”的擴展,本文分析了剩余勞動力轉移與農業部門的技術進步這一問題。本文認為農村勞動力的流動與轉移帶來農戶收入的增加,農戶通過部門內融資、部門間融資籌措的生產性資金的投入,可以使農業部門在短期內產生資本偏向型的技術創新,實現產量的增加。在長期中,農業部門將走上一條資本深化的現代農業部門發展之路。運用西部地區八個樣本村農戶的微觀調查數據,采取隨機前沿分析方法所得到的結果驗證了本文的理論機制,五類農戶的技術效率隨家庭經營模式和資本偏向型創新程度的不同而不同,其中勞動力流動比較明顯的農戶技術效率相對比較高。由此可見,農村勞動力流動并不必然對農業發展造成負面影響,相反農村勞動力流動與轉移是農業技術進步和現代化發展的必要條件。