蔡 武，陳望遠(yuǎn)

（中山大學(xué) 嶺南學(xué)院，廣東 廣州 510275）

一、引言

隨著中國市場化和工業(yè)化的發(fā)展，農(nóng)村人口的遷移權(quán)利不斷擴(kuò)大，城市部門對勞動力的需求不斷增加，加之城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴(kuò)大，大批農(nóng)民開始向城市非農(nóng)產(chǎn)業(yè)謀求出路，城鎮(zhèn)化進(jìn)程加速。這一方面擴(kuò)大了內(nèi)需，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，加快了城鄉(xiāng)一體化發(fā)展，另一方面使得城鎮(zhèn)就業(yè)形勢日趨嚴(yán)峻。據(jù)人力資源和社會保障部統(tǒng)計，今后5年城鎮(zhèn)勞動力供求缺口每年將達(dá)到1300多萬，比“十一五”時期壓力更大。隨著體制改革和產(chǎn)業(yè)升級的進(jìn)行，企業(yè)對勞動技能的要求也越來越高，“招工難”和“就業(yè)難”現(xiàn)象并存，城鎮(zhèn)結(jié)構(gòu)性失業(yè)問題愈加凸顯。2012年初凸顯的“招工難”不僅出現(xiàn)在沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，中西部等勞動力輸出大省也初見端倪。

然而，按照發(fā)達(dá)國家5% 的農(nóng)村人口比例標(biāo)準(zhǔn)，我國農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移仍是一個長期的過程。因此，如何將城鄉(xiāng)收入差距控制在合理范圍內(nèi)，引導(dǎo)農(nóng)村勞動力有序有效流動，緩解農(nóng)村勞動力遷移與城鎮(zhèn)失業(yè)的矛盾，已成為亟待解決的重要問題。其中，哪些關(guān)鍵因素將影響我國城鄉(xiāng)勞動力的流動是我們關(guān)注的重點(diǎn)。

近年來，對農(nóng)村勞動力流動影響因素的研究取得了很大進(jìn)展，許多學(xué)者從不同方面對其進(jìn)行了解釋。Harris and Todaro(1970)[1]把預(yù)期收入差異作為遷移決策的主要因素，建立了著名的哈里斯-托達(dá)羅模型。Bhagwati et al.(1974)[2]通過哈里斯-托達(dá)羅模型分析了在特定部門粘性工資下的政策排名。Fields(1975)[3]也對其做了改進(jìn)，增加除了預(yù)期收入之外決定城市失業(yè)率的其他因素，提出小幅度增加就業(yè)機(jī)會抑制城市失業(yè)率上升的同時不鼓勵農(nóng)村人口大規(guī)模向城市流動的建議。Bencivenga et al.(1997)[4]運(yùn)用逆向選擇模型，說明農(nóng)村勞動力的流動均衡是制造業(yè)部門工資高于農(nóng)村工資，但不再有失業(yè)工人留在城市非正式部門。Brueckner et al.(1999)[5]發(fā)現(xiàn)上升的城市土地租金降低了農(nóng)村居民移入城市的激勵水平。Sandeep Mohapatra et al.(2007)[6]運(yùn)用Probit模型對中國勞動力轉(zhuǎn)移的實(shí)證表明，農(nóng)村個體企業(yè)的發(fā)展有利于勞動力轉(zhuǎn)移。吳忠民、姚樹潔(2003)[7]指出收入差異對于遷移僅僅是一個貨幣激勵因素，移民成本、人口壓力、城市就業(yè)以及鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的就業(yè)機(jī)會等是影響遷移的其他重要因素。苗瑞卿等(2004)[8]提出戶籍改革是促進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的最主要途徑。李勛來等(2005)[9]從轉(zhuǎn)移能力的視角定量分析了影響農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的因素。王春超(2005)[10]研究了城鄉(xiāng)收入差異、就業(yè)聚集效應(yīng)對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響，認(rèn)為收入差異不是影響勞動力轉(zhuǎn)移的主要原因，地區(qū)就業(yè)集聚形成的社會信息網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)民外出就業(yè)的幫扶效應(yīng)顯著地影響著農(nóng)民的遷移行為。盧向虎等(2006)[11]以托達(dá)羅模型為基礎(chǔ)，對改革以來的中國農(nóng)村人口城鄉(xiāng)遷移規(guī)模進(jìn)行了實(shí)證分析。程名望等(2007)[12]實(shí)證發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)業(yè)資本投入對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移有促進(jìn)作用。黃志嶺(2009)[13]對哈里斯-托達(dá)羅勞動力遷移模型進(jìn)行了修正。黃國華(2010)[14]從成本變動與市場需求角度探討了影響農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的因素。田新民等(2010)[15]運(yùn)用城市最適人口理論解釋了農(nóng)村勞動力遷移、城鄉(xiāng)差距與城鄉(xiāng)兩部門經(jīng)濟(jì)效率之間的關(guān)系。林善浪等(2010)[16]分析了年輕、成長、成熟與擴(kuò)大等家庭生命周期階段對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響。張世偉等(2009)[17]運(yùn)用生存分析法研究了影響農(nóng)村勞動力流動性的因素。

綜上，以往相關(guān)文獻(xiàn)大多是從現(xiàn)期成本-收益以及推-拉理論的角度來實(shí)證分析單一或多個因素對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響，少有文獻(xiàn)從預(yù)期的角度對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移動力進(jìn)行全面系統(tǒng)的分析以及具備理論模型的支撐。有鑒于此，本文嘗試結(jié)合中國實(shí)際情況，對哈里斯-托達(dá)羅模型的基本假設(shè)進(jìn)行修定，從農(nóng)民追求預(yù)期凈收益現(xiàn)值最大化出發(fā)，運(yùn)用動態(tài)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的遞歸方法，推導(dǎo)出均衡條件下新的中國城鄉(xiāng)勞動力流動影響因素的理論模型，并采用動態(tài)面板計量方法全面系統(tǒng)地檢驗(yàn)城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距、城鎮(zhèn)失業(yè)率等諸多因素對城鄉(xiāng)勞動力流動的影響方向和程度。

二、城鄉(xiāng)勞動力流動理論模型

本文首先在哈里斯-托達(dá)羅模型 (H-T模型)的基礎(chǔ)上，結(jié)合中國實(shí)際情況對模型的基本假設(shè)進(jìn)行修定，推導(dǎo)出均衡條件下中國城鄉(xiāng)勞動力流動影響因素的理論模型，詳細(xì)探討各影響因素對城鄉(xiāng)勞動力流動的作用。

（一）模型的基本假定

1.勞動力市場雙重分割。經(jīng)濟(jì)分為城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個部門，由于戶籍等城鄉(xiāng)二元體制的存在，兩個部門勞動力市場處于分割狀態(tài)。城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)又分為政府控制的正規(guī)部門和市場主導(dǎo)的非正規(guī)部門，農(nóng)村勞動力由于技能限制，只能自由進(jìn)入市場主導(dǎo)部門。H-T模型是以城鄉(xiāng)統(tǒng)一的勞動力市場為前提的。

2.工資率內(nèi)生決定。勞動力市場均衡及其決定的均衡工資率只存在于各個分市場。城鎮(zhèn)工資是一個由勞動力市場供求狀況決定的內(nèi)生變量，與H-T模型中政府外生最低工資不同；農(nóng)村存在大量剩余勞動力，與 H-T模型假定農(nóng)村不存在剩余勞動力不同，農(nóng)村實(shí)際工資短期視為固定不變。人口自然增長率為零。

3.農(nóng)村遷移者追求預(yù)期凈收益現(xiàn)值最大化。農(nóng)民的遷移決策是一種理性行為，而非H-T模型認(rèn)為的盲目行為。他們考慮的是流動后的預(yù)期凈收益流的貼現(xiàn)值，因而會考慮進(jìn)城的成本，包括遷移、搜尋、生活和心理成本以及就業(yè)和工資歧視等成本，H-T模型只考慮了遷移成本，忽視了其他流動成本，如城市就業(yè)風(fēng)險成本和城鄉(xiāng)懸殊的生活費(fèi)用。當(dāng)預(yù)期城鎮(zhèn)收益高于農(nóng)村實(shí)際收益時，遷移將會持續(xù)進(jìn)行，否則會重新回流至農(nóng)村，直至預(yù)期城鎮(zhèn)收益與農(nóng)村實(shí)際收益相等，即城鄉(xiāng)勞動力市場共同均衡時，遷移才會最終停止。

（二）模型的推導(dǎo)

假定農(nóng)村和城鎮(zhèn)部門的生產(chǎn)函數(shù)均為規(guī)模收益不變的C-D生產(chǎn)函數(shù)。短期內(nèi)，農(nóng)村部門采用既定數(shù)量的土地和勞動力Lr生產(chǎn)，城鎮(zhèn)部門采用既定總量的資本和從業(yè)勞動力Lu生產(chǎn)。農(nóng)村部門的生產(chǎn)函數(shù)為城鎮(zhèn)部門的生產(chǎn)函數(shù)為F′>0，F(xiàn)″<0。由于城鎮(zhèn)勞動力市場是完全競爭市場，因此，城鎮(zhèn)就業(yè)的實(shí)際工資收入把外生既定變量的乘積看做常數(shù)A，可知設(shè)定城鄉(xiāng)總勞動力稟賦為，初始農(nóng)村勞動力稟賦為，永久性城鎮(zhèn)勞動力為。均衡條件下農(nóng)村剩余的勞動力數(shù)量為Lr；城鎮(zhèn)總勞動力數(shù)量為Lu，是永久城鎮(zhèn)勞動力和遷移勞動力之和。城鎮(zhèn)總勞動力數(shù)又可分為城鎮(zhèn)失業(yè)人數(shù)S和實(shí)際就業(yè)人數(shù)G。于是有等式:

假定單位時間內(nèi)在城鎮(zhèn)勞動力市場就業(yè)的農(nóng)村勞動力的隨機(jī)失業(yè)概率為n，0

兩式均令Δt→0，取極限，使用洛必達(dá)法則，可得:

聯(lián)立上述兩個方程，又可得:

因此，來自農(nóng)村的流動勞動力對城鎮(zhèn)凈收益的預(yù)期為:

當(dāng)城鎮(zhèn)失業(yè)人數(shù)與就業(yè)人數(shù)處于動態(tài)平衡時，城鎮(zhèn)勞動力市場處于均衡穩(wěn)定狀態(tài)，此時有:

農(nóng)村勞動力在農(nóng)村獲得的實(shí)際凈收益設(shè)為Wr，而農(nóng)村實(shí)際工資收入為固定的，因此農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)遷移的數(shù)量設(shè)為Mr。我們知道，一定時期內(nèi)的城鄉(xiāng)勞動力遷移量Mr是城鄉(xiāng)預(yù)期凈收益差異的函數(shù)，也即。 只要 V（0）≥0，遷移就會持續(xù)發(fā)生。當(dāng)時，微觀上，農(nóng)村勞動力流動個體的預(yù)期收益等于預(yù)期流動成本，達(dá)到流動均衡；宏觀上，農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)的遷移量和回流量達(dá)到動態(tài)平衡，城鎮(zhèn)和農(nóng)村勞動力市場達(dá)到共同均衡。

（三）模型的基本結(jié)論

三、實(shí)證檢驗(yàn)過程

上述理論模型詳細(xì)分析了均衡條件下城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距、城鎮(zhèn)失業(yè)率等諸多因素對城鄉(xiāng)勞動力流動的影響方向，下面將從實(shí)證的角度全面系統(tǒng)地檢驗(yàn)上述各影響因素對城鄉(xiāng)勞動力流動的作用方向和程度。

（一）變量、指標(biāo)與數(shù)據(jù)來源

1.變量說明

影響城鄉(xiāng)勞動力流動M的因素可分為流動源頭、流動渠道、流動空間和流動成本4個方面。

（2）流動渠道是指代表城鄉(xiāng)勞動力市場逐步統(tǒng)一完善的制度變遷指數(shù)T，即模型中的城鄉(xiāng)間勞動力流動度，它是影響城鄉(xiāng)勞動力流動的重要因素。長期以來，由于戶籍分割，農(nóng)村勞動力在城鄉(xiāng)間的流動受到約束，在城鎮(zhèn)勞動力市場受到就業(yè)機(jī)會、工資報酬和福利等方面的歧視。制度的逐步放開將減小對城鄉(xiāng)勞動力流動的約束，并改善農(nóng)民工被歧視和邊緣化的處境，提供充分的就業(yè)機(jī)會和信息，有利于促進(jìn)城鄉(xiāng)勞動力流動。

（3）流動空間是指吸納農(nóng)村勞動力就業(yè)的容量，包括非農(nóng)產(chǎn)值比f和全社會固定資產(chǎn)投資率i。非農(nóng)產(chǎn)值比代表工業(yè)化水平，固定資產(chǎn)投資率作為物質(zhì)資本積累，是工業(yè)化的重要推動力。非農(nóng)產(chǎn)值比和固定資產(chǎn)投資率的提高，特別是其中第三產(chǎn)業(yè)比重的上升會增大城鎮(zhèn)就業(yè)機(jī)會，擴(kuò)大居住空間，為吸納農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)提供持久動力。

（4）流動成本會阻礙城鄉(xiāng)勞動力遷移，包括代表城鎮(zhèn)就業(yè)風(fēng)險成本的城鎮(zhèn)失業(yè)率n和衡量生活成本變動的城鄉(xiāng)消費(fèi)水平差距C。

實(shí)證研究選取城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距R、城鎮(zhèn)失業(yè)率n、城鄉(xiāng)消費(fèi)支出比C、制度變遷指數(shù)T、農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率rb、農(nóng)村工業(yè)化率ri、非農(nóng)產(chǎn)值比f和全社會固定資產(chǎn)投資率i作為城鄉(xiāng)勞動力流動率M的解釋變量，其中M、R、n、C、T在理論模型中已有涉及。

2.指標(biāo)與數(shù)據(jù)來源

城鄉(xiāng)勞動力流動率M定義為各年城鄉(xiāng)間勞動力流動總量與當(dāng)年農(nóng)村從業(yè)人數(shù)的比值。城鄉(xiāng)間勞動力流動人數(shù)，即城鎮(zhèn)從業(yè)人數(shù)減去城鎮(zhèn)職工人數(shù)得到的進(jìn)城農(nóng)民工數(shù)；城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距R用城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭人均純收入之比表示 （以1978年為基期消除了消費(fèi)價格指數(shù)的變動影響）；城鎮(zhèn)失業(yè)率n用城鎮(zhèn)登記失業(yè)率近似表示，反映城鎮(zhèn)勞動力市場的就業(yè)情況；城鄉(xiāng)消費(fèi)支出比C用城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出與農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出比表示；制度變遷指數(shù)T主要指戶籍制度并以此為基礎(chǔ)建立起來的就業(yè)、社會保障和農(nóng)地流轉(zhuǎn)等制度，制度變遷過程也就是城鄉(xiāng)勞動力市場發(fā)育完善的過程。本文借鑒王文博等(2002)[18]的方法，將非國有部門就業(yè)率、城市化率、市場化分配資源比重、勞動力自由流動度4個指標(biāo)通過主成分分析將其綜合為一個指標(biāo)來間接考察制度因素的影響，該指標(biāo)值自改革開放以來一直增大，表明城鄉(xiāng)勞動力市場逐步完善統(tǒng)一；農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率rb為農(nóng)業(yè)的產(chǎn)值比重與其就業(yè)比重的比率；農(nóng)村工業(yè)化率ri用鄉(xiāng)村非農(nóng)就業(yè)人數(shù)占鄉(xiāng)村從業(yè)人數(shù)比表示；非農(nóng)產(chǎn)值比f用第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重衡量；全社會固定資產(chǎn)投資率i用全國固定資產(chǎn)投資額的GDP占比反映。

為增加樣本容量和估計的可靠性，本文使用1996～2009年全國29個省市區(qū) （除西藏和重慶）的Panel數(shù)據(jù)，各變量指標(biāo)均采用比率或指數(shù)，所需數(shù)據(jù)來自歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)庫，計量分析工作在Stata10.0軟件上實(shí)現(xiàn)。

（二）實(shí)證分析過程

經(jīng)濟(jì)變量大都具有非平穩(wěn)性,對非平穩(wěn)序列直接回歸會造成偽回歸，因此本文首先對各變量的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),考察變量的平穩(wěn)性。如果變量同階單整，則對各變量序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以確定變量之間的長期均衡關(guān)系，并在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，進(jìn)行回歸分析。

1.面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

為避免單一檢驗(yàn)方法的缺陷，提高檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，本文針對變量數(shù)據(jù)生成的特點(diǎn)采用 ADF檢驗(yàn)法、PP檢驗(yàn)法、LLC 檢驗(yàn)法、Hadri檢驗(yàn)法4種方法進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)，并對結(jié)果進(jìn)行綜合比較，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 城鄉(xiāng)勞動力流動及各影響因素的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表1給出了各變量水平值的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果，顯示城鄉(xiāng)勞動力流動率、城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距、城鎮(zhèn)失業(yè)率、城鄉(xiāng)消費(fèi)支出比、制度變遷指數(shù)、農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率、農(nóng)村工業(yè)化率、非農(nóng)產(chǎn)值比和全社會固定資產(chǎn)投資率都沒有完全通過ADF、PP、LLC檢驗(yàn)和Hadri檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。其中，城鄉(xiāng)勞動力流動率M、城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距R、農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率rb和固定資產(chǎn)投資率i的ADF、PP、LLC檢驗(yàn)結(jié)果均不顯著，接受了原不平穩(wěn)的假設(shè)；城鎮(zhèn)失業(yè)率n、城鄉(xiāng)消費(fèi)支出比C、制度變遷指數(shù)T和農(nóng)村工業(yè)化率ri在ADF、PP、LLC檢驗(yàn)中統(tǒng)計量均不顯著，接受了原不平穩(wěn)的假設(shè)，在Hadri檢驗(yàn)中統(tǒng)計量顯著，拒絕了原平穩(wěn)的假設(shè)；非農(nóng)產(chǎn)值比f的ADF檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，接受了原不平穩(wěn)的假設(shè)，Hadri檢驗(yàn)結(jié)果反而顯著，拒絕了原平穩(wěn)的假設(shè)。以上檢驗(yàn)結(jié)果表明，城鄉(xiāng)勞動力流動率、城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距、城鎮(zhèn)失業(yè)率、城鄉(xiāng)消費(fèi)支出比、制度變遷指數(shù)、農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率、農(nóng)村工業(yè)化率、非農(nóng)產(chǎn)值比和全社會固定資產(chǎn)投資率的水平值都具有一定程度的非平穩(wěn)性。

對上述變量水平值一階差分后再進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。

表2 城鄉(xiāng)勞動力流動及各影響因素差分后的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2給出了城鄉(xiāng)勞動力流動率、城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距、城鎮(zhèn)失業(yè)率、城鄉(xiāng)消費(fèi)支出比、制度變遷指數(shù)、農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率、農(nóng)村工業(yè)化率、非農(nóng)產(chǎn)值比和全社會固定資產(chǎn)投資率差分后的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果，顯示上述各變量一階差分后的ADF、PP、LLC檢驗(yàn)結(jié)果均顯著，都能拒絕原不平穩(wěn)的假設(shè)，Hadri檢驗(yàn)結(jié)果均不顯著，都接受了原平穩(wěn)的假設(shè)。以上檢驗(yàn)結(jié)果表明，雖然上述各變量的水平值是非平穩(wěn)序列，但其一階差分都是平穩(wěn)序列，可以對各組變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)確定它們之間的均衡關(guān)系，以保證回歸分析結(jié)果的有效。

2.面板數(shù)據(jù)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

上述變量同階單整，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。為增強(qiáng)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別采用Pedroni(包括面板和組間檢驗(yàn)法)和Kao方法共8種檢驗(yàn)法對上述變量進(jìn)行以城鄉(xiāng)勞動力流動為基準(zhǔn)的面板數(shù)據(jù)的協(xié)整系統(tǒng)檢驗(yàn)，以探究它們之間是否具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

從檢驗(yàn)結(jié)果可知，pedroni方法下，假設(shè)不同截面具有相同自回歸系數(shù)的Panel v統(tǒng)計量不顯著，認(rèn)為變量之間沒有協(xié)整關(guān)系，而pane1 rho、Panel PP和 Panel ADF的檢驗(yàn)結(jié)果都拒絕了面板中不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，表明變量之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系；假設(shè)不同截面具有不同自回歸系數(shù)的Group rho、Group PP和Group ADF的檢驗(yàn)結(jié)果都接受了變量之間具有協(xié)整關(guān)系的結(jié)論；Kao統(tǒng)計量也進(jìn)一步支持了變量之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系。8個統(tǒng)計量中有6個統(tǒng)計量表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因此總的來說，我們認(rèn)為各影響因素與城鄉(xiāng)勞動力流動之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.計量模型的構(gòu)建與估計

由上述分析可知，城鄉(xiāng)勞動力流動與各影響因素之間存在協(xié)整關(guān)系，對于具有協(xié)整關(guān)系的變量之間可以進(jìn)行回歸分析，以便進(jìn)一步研究變量間相互影響的程度。

考慮到變量間可能存在內(nèi)生性問題，OLS分析無法考察這種復(fù)雜的數(shù)量關(guān)系。為穩(wěn)健起見，本文使用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型(DPD)對城鄉(xiāng)勞動力流動與各影響因素的關(guān)系進(jìn)行估計，以有效克服變量之間的內(nèi)生性問題，因此因變量的一階滯后項(xiàng)M-1也納入了估計方程，用以反映經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的動態(tài)性與連續(xù)性，考察城鄉(xiāng)勞動力流動率前后兩期的變動趨勢。根據(jù)上述分析，建立下列城鄉(xiāng)勞動力流動率M影響因素的動態(tài)面板回歸方程:

為減小異方差，借鑒新古典增長模型，我們對此回歸方程的函數(shù)f（）采用廣義C-D生產(chǎn)函數(shù)形式，兩端各變量均取自然對數(shù)后變換為對數(shù)線性模型作為本文最終實(shí)證計量模型，估計系數(shù)表示解釋變量對被解釋變量的彈性:

表3 各影響因素與城鄉(xiāng)勞動力流動的面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

為解決滯后項(xiàng)與誤差項(xiàng)的內(nèi)生性問題，采用GMM法進(jìn)行估計，估計結(jié)果如表4所示。

表4 城鄉(xiāng)勞動力流動與各影響因素關(guān)系的動態(tài)面板回歸結(jié)果

4.估計結(jié)果的分析與解釋

從表4的估計結(jié)果可以看出，解釋變量城鄉(xiāng)勞動力流動率滯后值LnM－1、城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距LnR、城鎮(zhèn)失業(yè)率Lnn、城鄉(xiāng)消費(fèi)支出比LnC、非農(nóng)產(chǎn)值比Lnf、農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率Lnrb和農(nóng)村工業(yè)化率Lnri對被解釋變量LnN的影響較顯著，制度變遷指數(shù)LnT和全社會固定資產(chǎn)投資率Lni的擬合度較差，對被解釋變量的影響不顯著。具體如下:

（1）城鄉(xiāng)勞動力流動率受以往年份流動率LnM－1大小的影響，說明城鄉(xiāng)勞動力流動具有一定的慣性。

（2）代表城鄉(xiāng)就業(yè)相對經(jīng)濟(jì)利益的城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距LnR的影響系數(shù)為正，但數(shù)值本身偏小，說明適當(dāng)?shù)某青l(xiāng)收入差距對農(nóng)村勞動力流入城鎮(zhèn)會產(chǎn)生原始激勵，但隨著城鄉(xiāng)差距的不斷擴(kuò)大，城鄉(xiāng)生活成本差距也拉大，轉(zhuǎn)移門檻提高，相對低收入的農(nóng)村勞動力難以支付高昂的流動成本，反而不利于城鄉(xiāng)勞動力的持續(xù)流動。農(nóng)民根據(jù)預(yù)期作出的遷移決策將越來越受到流動成本增量及決定其流動成本的政策或制度性限制因素的影響。

（3）代表城市潛在就業(yè)風(fēng)險成本的城鎮(zhèn)失業(yè)率Lnn的系數(shù)是負(fù)值。城鎮(zhèn)失業(yè)率反映城市就業(yè)市場的勞動需求狀況，城鎮(zhèn)失業(yè)上升，加劇了城鎮(zhèn)就業(yè)競爭，農(nóng)民工就業(yè)難度和風(fēng)險加大，政府又藉此加大農(nóng)民進(jìn)城的就業(yè)壁壘，在一定程度上阻礙了城鄉(xiāng)勞動力流動。農(nóng)民工由于制度和技能限制，大多只能進(jìn)入市場主導(dǎo)的城鎮(zhèn)非正規(guī)行業(yè)，主要與一部分技能較低的城鎮(zhèn)下崗和待業(yè)人員存在就業(yè)機(jī)會沖突，形成就業(yè)崗位和行業(yè)的替代和競爭。

（4）基于價格變動的消費(fèi)支出成本即城鄉(xiāng)消費(fèi)支出比LnC的系數(shù)也是負(fù)值。城鄉(xiāng)懸殊的生活消費(fèi)水平作為農(nóng)民轉(zhuǎn)移就業(yè)的直接價格成本降低了相對較高的城市收入的實(shí)際效應(yīng)，制約了農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)的流動。

（5）農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率Lnrb和非農(nóng)產(chǎn)值比Lnf的提高從推力和拉力兩方面促進(jìn)了城鄉(xiāng)勞動力流動率的提高，而農(nóng)村工業(yè)化Lnri吸納一部分農(nóng)村勞動力本地非農(nóng)就業(yè)，減緩了城鄉(xiāng)勞動力的流動。農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展使得更多勞動力從農(nóng)業(yè)中解放出來，為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)創(chuàng)造了條件；非農(nóng)產(chǎn)值比的提高意味著城鎮(zhèn)勞動市場就業(yè)容量的擴(kuò)大，為農(nóng)村勞動力帶來就業(yè)機(jī)遇,對城鄉(xiāng)勞動力流動有明顯的拉動效應(yīng)。

（6）制度變遷指數(shù)LnT和全社會固定資產(chǎn)投資率Lni的影響系數(shù)為正，但均不顯著。制度因素因慣性和利益沖突一直存在城市偏向和對農(nóng)民工的歧視，但總的來說，逐步放開了對勞動力流動的約束，促進(jìn)了城鄉(xiāng)勞動力的流動；可能因其中第三產(chǎn)業(yè)比重過低，亦或是技術(shù)進(jìn)步和工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的原因，固定資產(chǎn)投資的擴(kuò)大雖提高了產(chǎn)值，但提供的就業(yè)崗位卻沒因此擴(kuò)大甚至縮小了，導(dǎo)致吸納農(nóng)民工就業(yè)減少。

四、結(jié)論與政策建設(shè)

（一）結(jié)論

本文首先結(jié)合中國實(shí)際情況，對哈里斯－托達(dá)羅模型的基本假設(shè)進(jìn)行修定，從農(nóng)民追求預(yù)期凈收益現(xiàn)值最大化出發(fā)，運(yùn)用動態(tài)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的遞歸方法，推導(dǎo)出均衡條件下新的中國城鄉(xiāng)勞動力流動影響因素的理論模型，分析了各影響因素對城鄉(xiāng)勞動力流動的作用方向；然后利用中國29個省市區(qū)1996～2009年的面板數(shù)據(jù)，經(jīng)單位根檢驗(yàn)和協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，并采用動態(tài)面板計量方法全面系統(tǒng)地檢驗(yàn)了各影響因素對城鄉(xiāng)勞動力流動率的作用方向和程度。研究結(jié)果表明:城鄉(xiāng)勞動力流動率的滯后值、城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距的擴(kuò)大、非農(nóng)產(chǎn)值比和農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率的提高促進(jìn)了城鄉(xiāng)勞動力流動，但城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距的影響系數(shù)值偏小；城鎮(zhèn)失業(yè)率、城鄉(xiāng)消費(fèi)支出比的擴(kuò)大和農(nóng)村工業(yè)化則制約和減緩了城鄉(xiāng)勞動力流動；制度變遷和全社會固定資產(chǎn)投資率的提高對城鄉(xiāng)勞動力流動也有一定程度但不顯著的促進(jìn)作用。

（二）政策建設(shè)

城鎮(zhèn)建設(shè)與農(nóng)村發(fā)展是一個相互影響、相互促進(jìn)的共贏體，因此應(yīng)實(shí)行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展戰(zhàn)略，將城鄉(xiāng)收入差距控制在適當(dāng)范圍內(nèi)，通過城鄉(xiāng)互動、同時吸納的模式，解決農(nóng)民工就業(yè)問題，加快城鄉(xiāng)聯(lián)動共同發(fā)展。

一方面，應(yīng)發(fā)揮城鎮(zhèn)的拉力作用。第一，保障、提高農(nóng)民工在城市務(wù)工的工資收入，提高農(nóng)民工進(jìn)城務(wù)工的預(yù)期收益。第二，降低農(nóng)民工在城市就業(yè)的各項(xiàng)成本。建立城鄉(xiāng)溝通的勞動力市場信息系統(tǒng)，培育城鄉(xiāng)就業(yè)協(xié)調(diào)的機(jī)制和環(huán)境，減少農(nóng)民工就業(yè)信息費(fèi)用，消除盲目流動的成本；降低城市日常生活消費(fèi)支出，壓縮農(nóng)民工城市生存成本；降低城鎮(zhèn)失業(yè)率，減小農(nóng)民工就業(yè)的潛在風(fēng)險成本，如優(yōu)化非農(nóng)投資結(jié)構(gòu)，允許城市臨時設(shè)置社區(qū)便民服務(wù)部門、市容環(huán)境建設(shè)中的公益性部門等。第三，優(yōu)化農(nóng)民工就業(yè)的宏觀環(huán)境。加快城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，調(diào)整工業(yè)結(jié)構(gòu)，提高第三產(chǎn)業(yè)投資和中小民營企業(yè)比重，增加城鎮(zhèn)就業(yè)機(jī)會，提高吸納農(nóng)村勞動力的能力；保障農(nóng)民工的合法權(quán)益，如消除戶籍、子女入學(xué)、就業(yè)機(jī)會等方面的歧視,提供城鎮(zhèn)醫(yī)療、失業(yè)保險等社會保障。

另一方面，應(yīng)加快新農(nóng)村建設(shè)。加快農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，優(yōu)化鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，實(shí)行農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，支持民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，引導(dǎo)勞動力向農(nóng)村和農(nóng)業(yè)內(nèi)部流動，緩解城市就業(yè)壓力；加大農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施和科技投入力度，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，增加農(nóng)民務(wù)農(nóng)收入，降低農(nóng)業(yè)剩余勞動力規(guī)模；建立農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和有償使用、轉(zhuǎn)讓制度，促進(jìn)規(guī)模經(jīng)營的發(fā)展；建立農(nóng)村勞動力就業(yè)培訓(xùn)體系，提高農(nóng)村勞動力整體素質(zhì)，增加農(nóng)民城鎮(zhèn)就業(yè)機(jī)會。

此外，應(yīng)加快戶籍與就業(yè)制度改革，逐步消除制度約束對勞動力流動的阻滯，建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的勞動力市場，利用市場力量調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)間勞動力的雙向自由流動。

[1]Harris,J.R.andTodaro,M.Migration,Unemploymentand Development:A Two-Sector Analysis[J].American Economic Review,1970,（1）:126-142.

[2]Bhagwati,J.and Srinivasan,T.N.On Reanalyzing the Harris-Todaro Model:Policy Rankings in the Case of Sector-Specific Sticky Wages[J].American Economic Review,1974, （3）:502-508.

[3]Fields,G.S.Rural-UrbanMigration,UrbanUnemployment and Underemployment and Jobsearch Activity in LDCs[J].Journal of Development Economics,1975,(2):165-187.

[4]Bencivenga,Valerie R&Smith,Bruce D.Unemployment,Migration,and Growth[J].Journal of Political Economics,1997,（3）:317-339.

[5]Brueckner,J.K.,and Zenou,Y.Harris-Todaro Models with A land Market[J].Regional Science and Urban Economics,1999,（29）.

[6]SandeepMohapatra.The Rise of Self-Employment in Rural China:Development or Distress?[J].World Development,2007,（35）.

[7]Wu,Zhongmin&Yao,Shujie.Intermi-gration and Intramigration in China:A theoreticaland Empirical Analysis[J].China Economic Review,2003,(14):371-385.

[8]苗瑞卿,戎建,鄭淑華.農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的速度與數(shù)量影響因素分析[J].中國農(nóng)村觀察,2004,(2):39-45.

[9]李勛來,李國平.農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移模型及實(shí)證分析[J].財經(jīng)研究,2005,(6):78-85.

[10]王春超.收入差異、流動性與地區(qū)就業(yè)集聚[J].中國農(nóng)村觀察,2005,(1):10-17.

[11]盧向虎,朱淑芳,張正河.中國農(nóng)村人口城鄉(xiāng)遷移規(guī)模的實(shí)證分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2006,(1):35-41.

[12]程明望,史清華.經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與勞動力轉(zhuǎn)移[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家,2007,(5):50-54.

[13]黃志嶺.對Harris_Todaro勞動力流動模型的修正及對我國的啟示[J].經(jīng)濟(jì)論壇,2009,(20):38-40.

[14]黃國華.成本與市場雙重約束下農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響因素研究[J].中國農(nóng)村觀察,2010,(1):34-40.

[15]田新民,王少國,楊永恒.城鄉(xiāng)收入差距變動及其對經(jīng)濟(jì)效率的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究,2009,(7):107-118.

[16]林善浪,王健.家庭生命周期對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響分析[J].中國農(nóng)村觀察,2010,(1):25-33.

[17]張世偉,趙亮.農(nóng)村勞動力流動的影響因素分析—基于生存分析的視角 [J].中國人口資源與環(huán)境,2009,(4):101-106.

[18]王文博.包含制度因素的中國經(jīng)濟(jì)增長模型及實(shí)證分析[J].統(tǒng)計研究,2002,(5):3-6.