劳动力转移影响因素实证分析定稿.doc

实证项目的计量经济研究课程论文分析课程名称 农村劳动力转移的影响因素实证分析学 院 经济管理学院专业班级 组 员 目录摘要-3关键词-3一、引言-4二、文献综述-5三、数据及研究方法-6 （一）、数据来源-6（二）、模型建立-7四、实证检验-8 （一）、单位根检验-8（二）、协整检验-8（三）、回归模型-10 （四）、多重共线性-10（五）、逐步回归分析-11（六）、异方差检验-13（七）、自相关检验-14（八）、最终模型估计结果-15五、结论和政策建议-15六、不足与展望-16七、参考文献-16八、附录：原始数据-18农村劳动力转移的影响因素的实证分析摘要：本文对影响农村劳动力转移的三个因素：城乡收入差距、城镇失业率、城乡消费支出进行实证研究。研究结果表明：城乡收入差距是造成农村劳动力转移的主要诱因，城乡收入差距扩大造成了大量的农村劳动力向城镇转移，而城镇失业率则是潜在的就业风险成本因素，只有消除这些潜在的就业风险成本因素农村劳动力转移才具有持久性。以此提出相关政策建议来促进社会的和谐发展。关键词：农村劳动力转移；城乡收入差距； 城镇失业率；城乡消费支出；实证分析Abstract: in this paper, three factors of rural labor transfer: the income gap between urban and rural areas, the unemployment rate in cities and towns, urban and rural consumption expenditure of empirical research. The results show that: the income gap between urban and rural areas is the main cause of the transfer of rural labor force in urban and rural income gap, causing a large number of rural labor transfer to cities and towns, the unemployment rate is the employment cost of risk potential factors, only the elimination of rural labor force of these potential employment cost of risk factors transfer has persistence. To put forward relevant policy recommendations to promote the harmonious development of society.Keywords: rural labor transfer; income gap between urban and rural areas; urban unemployment rate of urban and rural consumption expenditure; empirical analysis一、 引言20世纪80年代初，家庭联产承包责任制的推行，以及随后城市的各项改革的陆续开展，使农村劳动力大规模向当地乡镇企业和城市转移。农村劳动力转移是指农村剩余劳动力向非农产业、城市及城镇的转移过程, 涉及到产业与空间的双重转移。农村劳动力转移问题是众多发展中国家普遍关注的问题。尤其是近年来, 在“民工潮”的背景下, 中国的农村劳动力转移问题正引起社会各界的广泛关注和讨论。加快农村剩余劳动力的转移，实现农业的非农化是提高农民收入、缩小城乡收入差距和实现农业现代化的重要途径。据统计，1978- 2004年农业就业人数占全社会就业总人数的比重由745 %下降到469 %，下降了276个百分点。我国农村劳动力资源丰富，但是大批农民开始向城市转移，形成了蔚为壮观的农民进城潮流。究其原因，城乡收入差异是农村劳动力向城市转移的主要驱动力。此外，农村劳动力的进城运动还受到其他多种因素的影响。本文通过对农村劳动力转移理论和相关研究的简单回顾及评价, 以国家统计局提供的数据为依据, 经过理论模型构建和实证检验分析, 探讨了农村劳动力向城市转移的诸多影响因素，并在此基础上总结了促使我国农村劳动力合理转移的若干政策启示。二、 文献综述国外在对农村劳动力转移问题的研究中,目前比较经典的研究模型包括刘易斯的二元经济论、拉尼斯费景汉模式、乔根森模式、托达罗人口流动模型及其哈里斯的补充, 这些模型解释了发展中国家农村劳动力转移的动力、特点及机制。刘易斯模型认为城市工业部门的工资高于农业部门, 收入的差异与转移的无障碍, 以及资本积累扩张形成了剩余劳动力源源不断的转化; 拉尼斯费景汉模式考虑了农业生产率的增长, 但是依然认为工业部门不存在失业, 只要工业部门的工资水平高于农业部门, 农村隐性剩余劳动力还是会源源不断向城市转移; 乔根森模式认为转移的动力在于需求结构与消费结构的改变; 托达罗考虑了城市工业部门存在大量的失业, 他把劳动力转移的动力归结为预期收入, 这样解释了即使在城市存在失业的情况下, 剩余劳动力的乡城移动依然会进行。中国目前以及可预见的未来，正在和将会经历一个伟大的变革时期。在这个转型时期,农村劳动力转移是构建现代社会的重要纽带,也是实现转型的基本内容之一。国内在对农村劳动力转移问题的研究中, 大多是在借鉴相关模型的基础上结合我国的现实状况做出部分改进, 从而获得有益的启示。蔡昉( 2000) 从微观层面研究农村劳动力外出的直接原因。潘文卿( 1999) 认为劳动力转移从低效率的农业部门转向高效率的非农业部门能够提高全社会的总体劳动生产率, 从而带动国民经济的高速增长。李实( 1999) 则通过对农村劳动力流动的收入分配效应的实证分析, 认为农村劳动力流动可以提高外出打工户的家庭收入水平, 还会抑制农村居民收入差距的扩大、对缓解城乡居民收入差距的扩大发挥积极的作用。廖楚晖( 2004) 则通过实证分析认为我国农村劳动力转移与农民收入增长呈正向关系。刘建进( 2002) 的研究表明, 人力资本对劳动报酬的影响越来越明显, 其对劳动力转移的影响也较大。程名望（2006）认为农村劳动力转移是我国工业化必须面对的重大课题，他更多是从宏观经济的视角看城镇的拉力，特别是城镇工业技术进步，是农村劳动力转移的根本动因。目前已有研究大多侧重农村劳动力转移的动力机制、制约因素和收入分配等方面的研究，并应用统计回归分析方法和趋势分析进行农村劳动力转移和收入差距之间的定量分析。但是，城乡收入差距只是农村劳动力转移的一个影响因素, 非农收入的实际效用变动因素和非农收入投入成本的变动因素也明显影响到农村劳动力的转移。本文的研究不仅研究了城乡收入差距对农村劳动力转移的影响，还加入了由于城乡消费支出差异和城镇失业率作为因素进行实证分析来说明各因素对农村劳动力转移的影响程度以及为促使劳动力的合理转移提供相关建议来促进社会和谐发展。三、 数据及模型建立（一）、数据来源本文以20032012年为样本期，搜集各年中国统计年鉴、中国农村统计年鉴以及中国人口统计年鉴数据，进行测算。本文不是直接选取每年农村劳动力转移数量，因为它不好获取。因此在本文的分析中引入了转移比率（transfer）的概念，且文中的转移比率是考察农村劳动力向城镇转移的变量，其计算公式为：转移比率=（本年的农村人口-去年的农村人口-去年的农村人*本年的人口自然增长率）/本年的农村人口。农村人口的向外转移量不仅仅包括城镇的转移，但是由于农村人口的向外转移量与农村人口向城镇的转移量高度相关，本文分析时就用农村人口的向外转移量作为向城镇转移量的替代变量。城乡收入差距可以看作农村劳动力转移的货币效用，而收入差距的数据本文采用的则是：当年的城乡收入差距=当年城镇居民的人均收入-同年农村居民的人均收入。城市消费支出水平直接影响劳动力转移的货币成本，城镇失业率影响转移人口寻找工作的时间及难度, 构成农村劳动力转移的非货币成本。以上指标虽不能完全囊括农村劳动力转移的成本和效用, 但具有典型性、代表性, 又可以量化, 因此, 本文选用城乡居民收入差距、城乡消费支出比率( expend iture)、城镇失业率( unemployment)作为农村劳动力转移比率( transfer)的解释变量, 在单位根检验和协整关系检验的基础上, 建立回归模型，进行实证分析研究。（二）、模型建立首先我们设定了一般模型：Y=f（X1，X2，X3）Y劳动力转移比率X1城乡居民收入差距X2城镇失业率X3城乡消费支出比率建立回归方程：Y=C+ B1 X1+B2 X2+ B3 X3+Ut，以此来分析三个变量跟劳动力转移之间的关系。四、实证检验(一)单位根检验如果随机变量是非平稳序列时，进行格兰杰因果检验时会出现“伪回归”现象，以此作出的结论很可能是错误的。因此，在进行协整分析以前，必须对分析序列的平稳性进行单位根检验。本文采用ADF检验对原序列及一阶差分序列进行平稳性检验，检验结果见表1。由表1可知，在1 的置信水平下，各序列是一阶单整的，即临界水平1%、5%、10%的情况下，其t值都小于增广迪基-富勒检验统计量则可以证明农村劳动力转移与城乡居民收入差距、城乡消费支出、城镇失业率的时间序列之间是具有平稳性的。t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.8736230.0029Test critical values:1% level-3.0074065% level-2.02119310% level-1.597291表1(二)协整检验本文采用Johansen Co integrat ion Test法来展开以农村劳动力转移为基准的协整分析。本文实验中采用的滞后阶数为2, 均采用具有截距项和趋势项的形式。协整检验结果如下表所示, 本实证结果由EV IEWS5. 0给出。城乡收入差距与转移比率协整检验的迹统计量为24.55559, 大于5%显著性水平下的临界值15.49471,即可以认为在95%的置信程度下拒绝不存在协整关系的原假设(原假设为r= 0),也就是表明城乡收入差距与转移比率之间存在协整关系。城乡消费支出比率与转移比率协整检验的迹统计量为9.851466, 小于5%显著性水平下的临界值15.49471,即认为在95%的置信程度下接受不存在协整关系的原假设, 也就是表明城乡消费支出比率与转移比率之间不存在着协整关系。城镇失业率与转移比率协整检验的迹统计量为21.31121, 大于5%显著性水平下的临界值15.49471, 即认为在95%的置信程度下拒绝不存在协整关系的原假设, 也就是表明城镇失业率与转移比率之间存在着协整关系。由上文的单位根检验获知农村劳动力转移影响因素中变量的原序列为非平稳序列, 一阶差分后都是平稳序列。上文又对各变量序列进行了协整检验, 得出变量之间存在协整关系的结论：城乡收入差距和城镇失业率之间存在协整关系，但是城乡消费支出比率与农村劳动力转移之间不存在协整关系，即将城乡消费支出的因素剔除，此因素对农村劳动力转移的影响不大。然后，对于存在协整关系的变量之间可以进行回归分析, 以便进一步研究变量间的相互影响程度。H0特征值迹统计量5%临界值P值城乡收入差距与转移比率 r=00.92903224.5555915.494710.0017 r=10.3455263.3913873.8414660.0155城乡消费支出比率 r=00.6719989.85146615.494710.0023与转移比率 r=10.1101460.9335873.8414660.0339城镇失业率 r=00.86977321.3112115.494710.0059转移比率 r0.8，这两个样本变量之间高度相关，因而样本存在多重共线性。（5）、逐步回归分析分别求Y对X1、X2、X3的一元回归Y对X1的一元回归VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.0781760.00328223.819810.0000X1-4.27E-072.96E-07-1.4396180.0079R-squared0.995758Mean dependent var0.073690Adjusted R-squared0.986478S.D. dependent var0.003446S.E. of regression0.003257Akaike info criterion-8.439220Sum squared resid8.49E-05Schwarz criterion-8.378703Log likelihood44.19610F-statistic2.072499Durbin-Watson stat2.272680Prob(F-statistic)0.000933 Y对X2的一元回归VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.0770780.0524541.4694540.0099X2-0.0008150.012606-0.0646130.0361R-squared0.768522Mean dependent var0.073690Adjusted R-squared0.764413S.D. dependent var0.003446S.E. of regression0.003654Akaike info criterion-8.209375Sum squared resid0.000107Schwarz criterion-8.148858Log likelihood43.04687F-statistic20.04175Durbin-Watson stat2.810386Prob(F-statistic)0.000068 Y对X3的一元回归VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.0372010.0206681.7999310.1096X30.0118220.0066891.7674590.1151R-squared0.280829Mean dependent var0.073690Adjusted R-squared0.190932S.D. dependent var0.003446S.E. of regression0.003099Akaike info criterion-8.538508Sum squared resid7.68E-05Schwarz criterion-8.477991Log likelihood44.69254F-statistic3.123913Durbin-Watson stat2.269234Prob(F-statistic)0.115131通过比较各个R2，X1的相关性最强，因此选择X1城乡收入差距作为第一个解释变量，形成一元回归模型。第二步：将剩余变量分别加入模型。 城乡收入差距X1与城镇失业率X2VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.1133870.0540112.0993400.0739X1-5.10E-073.33E-07-1.5316050.0095X2-0.0082530.012634-0.6532310.0145R-squared0.981392Mean dependent var0.073690Adjusted R-squared0.977504S.D. dependent var0.003446S.E. of regression0.003380Akaike info criterion-8.298393Sum squared resid8.00E-05Schwarz criterion-8.207617Log likelihood44.49196F-statistic1.175346Durbin-Watson stat2.049342Prob(F-statistic)0.000086 城镇失业率X1与城乡消费支出比率X3VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.0291340.0564530.5160710.6217X11.06E-076.82E-070.1552370.0010X30.0140750.0161740.8702330.4130R-squared0.883296Mean dependent var0.073690Adjusted R-squared0.878523S.D. dependent var0.003446S.E. of regression0.003307Akaike info criterion-8.341945Sum squared resid7.66E-05Schwarz criterion-8.251170Log likelihood44.70973F-statistic1.383466Durbin-Watson stat2.250629Prob(F-statistic)0.011666由上述可知X2城镇失业率获得的R2最大，作为第二个解释变量。同时观察X3.由于P值大于5%，我们决定剔除X3变量。 （六）、异方差检验（怀特检验）White Heteroskedasticity Test:F-statistic0.262669Probability0.890224Obs*R-squared1.736458Probability0.784085Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 05/22/09 Time: 08:32Sample: 2003 2012Included observations: 10VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.0047890.009016-0.5311100.6181X16.53E-099.62E-090.6786130.5275X12-2.95E-134.30E-13-0.6858530.5233X20.0022520.0043300.5202280.6251X22-0.0002660.000520-0.5115290.6308R-squared0.173646Mean dependent var8.00E-06Adjusted R-squared-0.487438S.D. dependent var1.15E-05S.E. of regression1.40E-05Akaike info criterion-19.21279Sum squared resid9.75E-10Schwarz criterion-19.06150Log likelihood101.0639F-statistic0.262669Durbin-Watson stat2.530620Prob(F-statistic)0.890224由上述表可知：nR2=1.736458,由White检验可知，在=0.05下，X2 0.05（2）=5.991.736458，因此不存在异方差性。（七）、自相关检验利用DW检验：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/22/09 Time: 07:15Sample: 2003 2012Included observations: 10VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.1133870.0540112.0993400.0739X15.10E-073.33E-071.5316050.1695X2-0.0082530.012634-0.6532310.5345R-squared0.981392Mean dependent var0.073690Adjusted R-squared0.977504S.D. dependent var0.003446S.E. of regression0.003380Akaike info criterion-8.298393Sum squared resid8.00E-05Schwarz criterion-8.207617Log likelihood44.49196F-statistic1.175346Durbin-Watson stat2.049342Prob(F-statistic)0.000986假设 H0：0，Ut即不存在一阶自相关；H1：0,即Ut 存在一阶自相关。由上述可知DW2.049342，当n10，k2时，查表所得dL0.6971，dU1.641，4dU3.359因此，dUDW4dU, 表明不存在一阶自相关。 （八）、最终模型估计结果Y=5.10E-07 X1 - 0.008253X2 + 0.113387（1.531605） （-0.653231）（2.099340）R2=0.981392 DW=2.049342五、结论和政策建议由上文的实证分析可以得出结论：城乡收入差距是造成农村劳动力转移的主要诱因，城乡收入差距扩大造成了大量的农村劳动力向城镇转移，在短期内对缩小城乡收入差距是有帮助的。而城镇失业率则是潜在的就业风险成本因素，只有消除这些潜在的就业风险成本因素农村劳动力转移才具有持久性。因此，首先要尊重非农化过程中的规律，农村劳动力向城镇的转移不能靠行政手段将农民赶到城镇去，不能人为的“拔农”，而是要通过政府引导，实行户籍制度和土地制度的深化改革，使农民摆脱户籍管理制度约束和分散土地经营的羁绊，依靠市场机制将农村劳动力吸引到城镇。其次，应强化农村劳动力转移就业培训、消除农村劳动力就业歧视、完善农村劳动力转移就业的市场体系、建立全面的社会保障体系，以保证城镇化过程中转移的劳动力，特别是失地农民稳定增收，发挥农村劳动力转移的长效机制。2 政策建议（1）改革“农村”和“城市”之间存在户籍鸿沟，改变目前农村劳动力在城市中的“游离”地位。（2）就地消化农村的剩余劳动力。积极引导和鼓励劳动力密集型的企业转移到剩余劳动力富余的区域以吸纳和消化农村劳动力。（3）应强化农村劳动力转移就业培训、消除农村劳动力就业歧视、完善农村劳动力转移就业的市场体系、建立全面的社会保障体系，以保证城镇化过程中转移的劳动力，特别是失地农民稳定增收。（4）要尊重非农化过程中的规律，主要依靠市场机制而非以行政手段将农村劳动力吸引到城镇，不因政绩而去“拔农”。六、不足与展望：本文的研究，主要研究了影响农村劳动力转移因素中的城乡收入差距、城乡消费支出比率和城镇失业率对其的影响，造成农村劳动力转移的因素还有很多，本次研究并不全面，这是其一；其二是本次研究的数据选取面狭窄，像农村劳动力转移的数据为了数据来源的方面性，本文用了劳动力转移比率替代，在一定程度上对文章结论的准确性事有所偏差的。所以，本次研究在实验过程中还是有很多的不足的，希望在未来的研究中可以将数据面放得更宽些，数据的来源和选取更具科学性，研究的因素能够更加全面。七、参考文献1 农业部课题组,二十一世纪初期我国农村就业及剩余劳动力利用问题研究J，中国农村经济，2000（5）2卢嘉瑞，中国现阶段收入分配差距问题研究M，北京，人民出版社，20033刘洪，张玉肖，中国农村剩余劳动力转移分析J，当代财经，2003（7）4蔡昉，白南生，中国转轨时期劳动力流动M，当代财经，2004（12）：11-135郭勇，农村剩余劳动力转移受阻的原因分析J，农业经济问题，2004年06期6杨红，促进农村剩余劳动力有序转移J，商业研究，2003年12期7谷永芬,何记东,于风雨，我国农村城镇化的若干问题分析J，商业研究，2003年14期8徐幼民,漆玲琼，农业税的性质及其经济后果J;财经理论与实践，2004年02期9沈晓丰，农村土地的社会保障功能与产出效率分析J;重庆师范大学学报(哲学社会科学版)，2003年03期10刘继兵，农业剩余劳动力转移、农民收入与农村经济增长基于湖北省农业剩余劳动力变动的实证分析J，湖北社会科学;2005年10期附录：原始数据指标2012年2011年2010年2009年2008年2007年2006年2005年2004年2003年城镇居民家庭人均可支配收入(元)24,564.721,809.819,109.417,174.715,780.813,785.811,759.510,493.09,421.68,472.2城镇居民家庭人均可支配收入指数(1978=100)1,146.71,046.3965.2895.4815.7752.5670.7607.4554.2514.6农村居民家庭人均纯收入(元)7,916.66,977.35,919.05,153.24,760.64,140.43,587.03,254.92,936.42,622.2农村居民家庭人均纯收入指数(1978=100)1,176.91,063.2954.4860.6793.2734.4670.7624.5588.0550.6城镇居民家庭恩格尔系数(%)36.236.335.736.537.936.335.836.737.737.1农村居民家庭恩格尔系数(%)