今天小编给大家找来了《农村剩余劳动力定义计量论文(精选3篇)》的文章，希望能够很好的帮助到大家，谢谢大家对小编的支持和鼓励。[摘要]从中国劳动力市场分割的基本经济特征出发，在拉尼斯—费模型中嵌入民营出口贸易，并运用1996—2007年的省级面板数据进行交互项检验。
农村剩余劳动力定义计量论文 篇1：
基于VAR模型的新疆城市化动力机制研究
摘要 在对1992-2011年新疆城市化、工业化、服务业以及农业现代化的原始指标数据进行处理与检验的基础上建立VAR模型，运用脉冲响应函数与方差分解的计量分析方法对新疆城市化动力机制进行分析，得出以下结论：新疆农村剩余劳动力比例过重且转移困难、轻工业偏轻、重工业产业地方化不足是造成了现阶段新疆城市化动力不足的主要原因；近年来，服务业是新疆城市化最主要的动力，但由于服务业具有“虚高”的特点，服务业在长期内对新疆城市化的作用不明显。
关键词 城市化；动力机制；新疆；VAR模型
文献标识码 A
一、相关文献回顾
城市化是由产业分工与技术进步引起的人口和非农活动向城市集聚以及城市地域景观和城市文明的扩张过程。关于城市化的概念，由于研究它的学科不同，迄今为止学术界仍没有形成统一的定义。Friedman（1967）认为城市化应该是实体性城市化与抽象性城市化的统一。Hudeson（1969）认为城市化是人类社会从传统农业生活方式向现代城市生活方式的转换过程。Henderson（2005）认为城市化是农村自然经济向城市工业化经济的空间转换过程。徐学强（1997）等认为城市化是人口向城镇集中的过程。谢文蕙，邓卫（1996）认为城市化是社会生产力变革引起的人类生产方式、生活方式与居住方式改变的过程。综上所述，城市化应包含两层含义：一是人口及非农经济活动向城市集中、城市型地域景观扩大的过程；二是城市生活方式与价值观念向其农村腹地的扩散传播过程。
城市化动力机制是推动城市化发生和发展所必需动力的产生机理，以及维持和改善这种作用机理的各种经济关系、组织制度等所构成的综合系统的总和。国外学者关于城市化动力机制的研究可以追溯到刘易斯的二元经济模型（Lewis，1954），该模型认为城乡之间的生产率差异是城市化的主要动力，但低效率的劳动力分配制度阻止了城市化的发生。Krug-man（1991）认为运输成本的下降导致劳动力向核心区集聚。而Henderson（2005）认为内生性的技术进步、经济增长以及人口增长是城市化主要的动力因子。Scott（2001）认为，工业化过程中的产业垂直分工与水平分工所引起的集聚经济效益是城市化动力。我国学者根据城市化的推动主体与组织主体，将我国城市化动力机制分为不同的类型，如政府主导的自上而下型、市场主导的自下而上型；根据动力来源不同分为“外生城镇化”与“内生城镇化”；根据产业结构转换过程，城市化的动力机制可以分为：农业生产率的提高是城市化的基础动力，工业化是城市化的根本动力，服务业是城市化的后续动力。
在研究方法上，Lewis（1954）通过外生给定城乡之间的劳动生产率差异，建立静态模型来分析欠发达地区的二元经济问题；与二元经济模型不同，新经济地理学者将地区之间生产率差异内生化，在D-S模型以及冰山成本等假设条件下建立起静态模型，然后运用动态演化方法分析模型均衡的稳定性（Krugman，1991；Puga，1999）；Henderson（2005）在外生给定储蓄率的条件下建立内生增长模型，求解城市化过程中的决定因素，并通过建立OLG模型来研究收入不平等对城市化的影响。我国学者主要通过建立指标体系，应用主成分分析法或者层次分析法将多个因子简化为几个主要因子，然后运用多元线性回归模型研究城市化与各因子之间的关系（薛凤旋等，1997；张杰等，2010）。
国外学者关于城市化动力机制的经典研究，主要集中在宏观侧面上的理论模型研究，且这些模型均来源于发达国家的经济实践；国内学者将城市化与其各动力因子之间的关系界定为简单的线性因果关系，而忽略了城市化与各动力因子之间循环累积的动态因果关系。因此，为了弥补现在研究的不足，本文将尝试作以下几方面的努力：一是对城市化与其动力因子之间累积循环的动态因果关系进行定性分析；二是在定性分析的基础上，对1992-2011年新疆城市化与各动力因子的原始数据进行处理与检验，并建立VAR模型，以准确分析近年来新疆城市化的动力机制，为政府部门提供科学的政策依据。
二、城市化动力机制的定性分析
现代城市经济学理论认为，农业现代化是城市化发展的前提与基础，工业化是城市化发展的根本动力，服务业是城市化发展的后续动力。因此，农业现代化、工业化以及服务业的发展是推动城市化发展的主要动力因子，但这并不意味着各动力因子与城市化之间只存在单向的因果联系。其实，城市化与其各动力因子之间存在着互为因果的长期动态演化关系。
（一）各动力因子对城市化作用机理
1979年美国地理学家诺瑟姆发现，对于世界各国的城市化过程，可以概括为一条被拉伸的“S”型曲线，可以将城市化进程划分为三个阶段：在城市化初期，农业为城市化提供非农产业所需的原材料、资本积累、劳动力等要素以及非农业人口所需的商品粮，农业现代化是城市化发展的基础动力。在农业提供了基础动力之后，工业化便成了城市化的主要动力。这一阶段的城市化主要靠传统工业的扩大再生产吸引农村剩余劳动力向城市集中。随着经济发展，专业化分工与生产社会化刺激了与之相适应的服务业发展，吸引农村以及城市的剩余劳动力到该领域就业。由于交通通讯技术的发展和服务业劳动密集型的技术特点，服务业逐渐取代工业成为城市化的后续动力。需要强调的是，农业、工业以及服务业并不是独立地存在于城市化的各个阶段，而是各动力因子几乎同时存在于城市化的各个阶段，只是不同阶段各因子所发挥的作用不同而已。
（二）城市化对各动力因子的反馈机制
城市化对各个动力因子的作用主要表现在两个方面：一是城市的集聚经济效益；二是城市的规模经济效益。集聚经济效益主要是指多个企业集中在同一个城市，彼此之间由于存在前后向关联效应、共享专业化劳动力队伍以及技术外溢而产生的高效率。规模经济效益主要是指随着城市规模的扩大，城市的各项经济效益与社会效益的不断提高。因此，城市化可以为工业发展提供集聚经济效益，而工业化与城市规模的扩大可以为服务业提供必需的市场门槛。工业与服务业的发展又为农业提供新技术与先进的生产工具，促进农业生产率的提高，进一步促进农村剩余劳动力向城市集中，促使城市化的发展。
综上所述，城市化与农业现代化、工业化、服务业之间存在一种循环累积的因果关系。长期来看，四者之间“螺旋式”的发展过程既表现为人口不断由低生产率的农业部门向高生产率的非农业部门转移，也表现为全社会各部门总体生产率水平提高的过程。前者即为城市化外延式增长的过程，后者是城市化内涵式增长的过程。因此，在对城市化动力机制进行定量分析时，既要考虑到各动力因子对城市化直接影响，也要考虑到各动力因子相互作用的过程中对城市化的间接影响。
三、新疆城市化动力机制的定量分析
（一）变量的选取、数据的处理及检验
1 变量选取与数据处理的说明
根据可操作性和针对性的原则，选取非农业人口占总人口的比重代表城镇化水平（UR），选取人均农业机械总动力代表农业现代化程度（AG），选取工业总产值占GDP的比例作为工业化指标（IN），选取第三产业产值占GDP的比重作为服务业的指标（SE）。原始数据主要来源于《新疆统计年鉴》（2005-2012），《新疆五十年》（1955-2005）。数据采集的时间跨度为1992-2011年。为了消除异方差，对变量取对数即LNUR、LNAG、LNIN以及LNSE。
2 平稳性检验
以时间序列数据为依据建立VAR模型，首先要保证变量是平稳的，否则将产生谬误回归现象。运用ADF检验方法对LNUR、LNAG、LNIN以及LNSE进行单位根检验，检验结果如下：
单位根检验的结果表明，时间序列LNUR、LNAG、LNIN以及LNSE都为非稳定序列（P值大于0.05）。对一阶差分后的四个时间序列进行ADF检验，则都显示为平稳序列，说明DLNAG、DLNUR、DLNSE以及DLNIN为一阶单整序列。因此，本文建立关于DLNAG、DLNUR、DLNSE以及DLNIN的VAR模型来分析农业现代化、工业化、服务业发展与城市化之间的动态关系。
3 滞后结构检验
对平稳序列建立VAR模型，无需进行协整分析。但需确定模型的滞后阶数。表2显示出直至最大滞后阶数的各种信息标准，表中带“*”的数据表示最优阶数。因此，本文的最优滞后阶数为0。
（二）VAR模型的参数估计及检验
1 模型的参数估计
根据Eviews6.0软件的估计结果，可以将方程写为如下形式：
如方程所示，三个方程经调整的拟合优度较高。因此，我们可以利用这个模型进行下一步的分析。
2 模型的稳定性检验
在建立VAR模型后，应检验模型的稳定性。常用AR根图来检验模型的稳定性。如果VAR模型所有的根模倒数都小于1，即都在单位圆内，说明模型是稳定的。否则，模型是不稳定的。Eviews6.0软件输出的图形显示，所有单位根都落于单位圆内，因而VAR模型满足稳定性条件（图略）。
（三）脉冲响应与方差分解分析
1 脉冲响应函数分析
由于VAR模型是一种非结构化的多方程模型。在分析VAR模型时，一般不分析变量间的相互影响，而是分析一个随机误差项发生变化对系统产生的动态影响，这种分析方法称为脉冲响应函数分析方法。
从图1可以看出，给农业生产率一个正单位冲击，城市化几乎不产生任何响应。这表明新疆农业现代化对城市化几乎没有影响，这与新疆现实相符。新疆属于干旱地区，农业生产活动主要是季节性的，这就决定了新疆农村有大量的农村剩余劳动力难以有效转移。据有关学者测算，2009年新疆农村剩余劳动力为281.80万人，在疆内的就业比例占90%以上，其中，转移到新疆城市就业的比例仅为11.5%，且城市的就业多具有季节性与兼业性的特点。这将导致大量的农村剩余劳动力被锁定在低收入的陷阱中，造成新疆城市化的推力不足。
从图2可以看出，给工业化程度一个正单位的冲击，新疆城市化也几乎没有产生任何响应。这说明新疆工业化发展也几乎没有影响其城市化进程，这是因为新疆工业结构不合理所造成的。一直以来，新疆工业结构存在轻工业偏轻、重工业偏重以及产业地方化不足等问题，以至于工业吸收农村剩余劳动力数量有限，进而无法成为城市化的根本动力。1992-2011年期间，新疆工业部门中就业人口所占比例一直处在13%-15%之间。
图3显示，城市化对服务业变化的响应路径。若本期给服务业一个正单位的冲击，那么新疆城市化将在第2期达到最高点（0.005196），第三期达到最低（-0.008226），之后服务业对城市化几乎无任何影响。这表明，短期内服务业对城市化有正的拉动作用，但长期内作用并不显著。这与新疆服务业的特点相符。在2011年新疆服务业产值的构成中，生产型服务业产值占总产值的33.69%，消费型服务业产值。占21.73%，科教文卫等事业单位产值占44.57%。因此，新疆服务业存在“虚高”的特点，这就导致长期内服务业对新疆城市化作用不明显的结果。
2 方差分解分析
基于VAR模型的方差分解是通过分析每一个随机误差项的冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同冲击的贡献度。图3是变量城市化水平的方差分解结果。该图显示了城市化、农业现代化、工业化以及服务业发展对城市化变动的贡献度。图中横轴表示滞后期数（单位：年），纵轴表示四个内生变量对城市化的方差贡献率（单位：百分数）。
从图3中可以看出，从第1期到第3期，城市化对其自身的方差贡献率由100%降低到75%。服务业对城市化的贡献率在第3期达到了最高为18.65%，从第4期到第5期又呈现下降的趋势，第五期之后开始稳定在15%左右。工业化对城市化的贡献率从第6期开始稳定在3%左右，农业现代化对城市化的贡献率从第6期开始稳定在6%左右。这表明城市化对其自身的贡献率最大，其次是服务业。这与新疆实际相符。改革开放以来，新疆服务业迅速发展，服务业从业比例由1978年的13.61%增加到2011年的35.71%，增加了22.1百分点。与此同时，农业的从业比例由72.06%减少到48.66%，减少13.4个百分点。由此可见，新疆服务业不仅仅吸收了由农村转移出来的剩余劳动力，而且吸收了大量城市中的待业人员。因此，服务业成为近几年新疆城市化的最主要的动力。
四、结论
在对1992-2011年新疆农业现代化、工业化、服务业与城市化水平的原始数据进行处理与检验的基础上建立VAR模型，通过脉冲响应函数与方差分解的计量方法对新疆城市化动力机制进行了分析。得出以下结论：首先，由于干旱区农业的季节性特点，新疆有大量的农村剩余劳动力，加之农村剩余劳动力在城镇的就业多具有兼业性与季节性的特点，导致了新疆城市化的农业“推力”不足；其次，新疆工业化进程中存在轻工业偏轻、重工业偏重以及产业地方化不足等问题，所以造成新疆城市化的工业化动力不足；最后，服务业是改革开放以来新疆城市化的最主要动力，但由于新疆服务业具有“虚高”的特点，造成长期内服务业对新疆城市化作用并不明显。综上所述，新疆农业从业人员比例过高、轻工业偏轻、重工业产业地方化不足是造成城市化动力不足的主要原因。虽然服务业是近年来新疆城市化的主要动力，但由于新疆服务业“虚高”的特点，长期对城市化作用不明显。
责任编辑：陈瑾
作者：王瑞鹏 冯晓华
农村剩余劳动力定义计量论文 篇2：
民营对外贸易对农业剩余劳动力转移的影响
[摘 要]从中国劳动力市场分割的基本经济特征出发，在拉尼斯—费模型中嵌入民营出口贸易，并运用1996—2007年的省级面板数据进行交互项检验。实证结果表明，具有自生能力的民营非农业部门是容纳农业剩余劳动力转移的主要经济部门，其对外贸易是促进农业剩余劳动力转移的重要因素，民营出口贸易对资本积累的效应表现为负值，民营进口贸易在推动自身发生技术创新和加深劳动力使用偏向方面有正向作用。进而间接加快了农业剩余劳动力的转移。
[关键词]农业剩余劳动力转移；民营出口贸易；拉尼斯—费模型
一 引 言
成功增长的劳动力剩余经济会出现劳动力从农业部门向工业部门不断地再配置，农业劳动力相对于工业劳动力逐步减少的现象(Rain，Fei，1961)。自五十年代以来，我国农业就业份额与农业产值份额呈不断下降的趋势，但农业就业份额始终高于农业产值份额，这种偏离证明我国农业存在大量剩余劳动力。改革开放后，这些农业剩余劳动力大量流向民营企业，一个以民营企业为需求方，以农业剩余劳动力为供给方的新兴劳动力市场形成。进入九十年代，改革开放进程的不断加快为民营企业对外贸易的发展创造了宽松环境，从1991到2007年民营企业对外贸易进出口总额从297.9亿美元增加到16793亿美元，增长了56倍；出口额从122.10亿美元增加到9932亿美元，增长了81倍；进口额从175.8亿美元增加到6861亿美元，增长了39倍。随着民营对外贸易的快速增长，生产规模的不断扩大，越来越多的农业剩余劳动力被吸纳到产品生产中，我国农业就业份额与农业产值份额的偏差开始缩小。正如拉尼斯、费景汉的预期：“外贸使每年以更高的速度吸收劳力和进行工业化成为可能，其提供的潜力能够大大地润滑劳力吸收的道路，加速劳力吸收的步伐”。那么快速发展的民营企业对外贸易能否促进农业剩余劳动力的转移?如果可以，其吸纳农村剩余劳动力的机制如何?这种机制是否能够得到相关数据的支持?上述问题的回答对于加快我国农业剩余劳动力的有序转移有重要意义。
国内外学者围绕农业剩余劳动力的转移进行了一系列的研究，根据研究内容可以将相关成果分为三类：第一类为农业剩余劳动力的数量研究；第二类为农业剩余劳动力转移的影响因子研究；第三类为农业剩余劳动力转移的途径研究。有关农业剩余劳动力的数量还没有确切的统计数据，学者们根据不同的方法进行了估算(王红岭，1998；农业部课题组，2000；牟子平等，2004；王检贵等，2005ES])，虽然估算数目有所差异，但大量农业剩余劳动力存在已是一个不争的事实。而这些农业剩余劳动力的转移既受经济因素和制度因素的影响(陈朔、冯素杰，2005)，又和流动者个人特征相关(Zhao，1999、Hare，1999)。众多学者提倡通过工业化和城市化的发展，解决农业剩余劳动力的转移问题(韩长赋，2006]；孟令国，2004)。与此同时，一批学者立足我国的现实状况提出只有在开放经济的背景下，采用深化比较优势的发展战略，大力发展非公有制经济，尤其民营企业对外贸易的发展才能加速农业剩余劳动力转移的进程(周燕，2003；高文书，2006；宋金平等，2001；王耀中，2005)。
以上研究大多是从理论角度进行分析，实证研究相对缺乏。本文从中国劳动力市场分割的基本经济特征出发，在拉尼斯—费模型中嵌人民营部门出口贸易，并运用1996～2007年的省级面板数据进行交互项检验。其余部分组织如下：第二部分是模型、数据与方法，第三部分是经验分析及结果，第四部分是结论。
二 模型、数据与方法
(一)理论模型：嵌入民营部门出口贸易的拉尼斯一费模型
封闭经济中的拉尼斯—费两部门模型假定经济中存在停止的自然农业部门和不断商业化的工业部门，农业部门的投入要素是土地和劳动力，而工业部门的投入要素是资本和劳动力。其中资本和土地是稀缺的，劳动力是充裕、甚至是剩余的。随着经济的发展，劳动力会从农业部门向工业部门不断地再配置。他们提出的劳动力吸收等式为：式中，ηL为工业部门吸收劳动力的增长率，船为工业资本积累的增长率，J为工业创新强度，它是在假定资本和劳力不变的条件下，完全由于每单位时间的消逝而出现的产出的部分增加。B为工业创新的劳动力使用偏向、∈LL为收益递减规律的强度。
开放经济条件下，基于中国经济发展的基本经济特征，将民营出口贸易嵌入拉尼斯—费两部门模型，使之扩展为四部门：农业部门、国有非农业部门、民营非农业部门和国外部门。在扩展的拉尼斯—费模型中，生产率不断提高的农业部门提供更多农业剩余、释放更多劳动力，并为不断增加的工业消费品提供市场。国有非农业部门与拉尼斯—费模型的设定恰恰相反，它并未不断商业化。这是因为，首先，其内生于赶超战略，优先发展违背我国资源禀赋状况的资本密集型重工业，加上生产资料公有形式使其所有者和经营者的目标产生差异，国家对其实行直接计划管理，企业因此失去了生产和经营的自主权，进而产生内部劳动激励不足、外部竞争缺乏、生产效率低下和创新活动极度缺乏，扩张能力有限(刘志忠、杨海余、王耀中，2007)。其次，严格的劳动力市场分割使拥有城市户口的城镇居民成为国有非农业部门劳动力的主要供给方(林毅夫、蔡昉、李周，1994)。这决定了国有非农业部门无法通过吸收大量的农业剩余劳动力实现自身和劳力剩余经济的发展。而民营非农业部门产权清晰，利益主体明确，采取市场经济运作方式，在市场竞争中自主经营，追求自身利益最大化，具有自身能力，成为了容纳农业剩余劳动力转移的主要经济部门(赵民望，2006)。它利用农业部门提交的农业剩余和自身利润进行资本积累，并发生劳力偏向型的创新活动，把农业剩余劳动力吸纳到劳动密集型产品的生产中，生产规模不断扩大。当国内部门不能为生产高速增长的劳动密集型产品提供足够大的市场时，民营非农业部门生产能力的发挥依赖于国外部门的强劲需求(王宏新，刘长庚，2000 )。民营出口贸易高速增长影响民营部门的资本积累(K)；而民营进口贸易通过引进适宜技术和管理方法增强了其技术变迁能力，即提高了民营部门创新强度(J)和民营部门创新的劳力使用偏向(B)，正如拉尼斯和费景汉的工业部门劳动力吸收等式所述，这极大地增强了民营非农业部门吸收剩余劳动力的能力。民营对外贸易在促进农业剩余劳动力转移的同时，推动劳动力剩余经济成功增长。
以上分析可以用下图总结，民营对外贸易通过影响资本积累，促进技术变迁，从而加快农业剩余劳动力的转移。
这一机制能否得到相关数据的支持呢?本文将采用全国和地区面板数据，并运用交互项模型进行
检验。
(二)实证模型
为证明民营对外贸易促进农业剩余劳动力转移的逻辑机制，本文设定以下的回归方程，并采用面板数据变截距固定效应模型：
其中：M是农业剩余劳动力转移量；K是民营资本积累；J是民营创新强度；B是民营创新的劳力使用偏向；S是影响农业剩余劳动力转移的其它主要因素，本文中包括民营部门出口(ex)、民营部门进口(im)、三个交互项lnex*lnK、lnim*lnJ、lnim*lnB；下标i是省份，τ是年份。交互项lnex*lnK考察民营出口与民营资本积累之间的关系；交互项lnim*lnJ考察民营部门进口与民营创新强度之间的关系；lnim*lnB考察民营部门进口与民营创新的劳力使用偏向之间的关系锄代表截面单元的个体特性，βi(i＋1,2,…,6)是待估参数，随机误差项uit相互独立，且满足零均值、等方差(uit～i.i.d)。
(三)数据及变量说明
由于民营非农业部门对外贸易在90年代以后发展迅速，所以本文将研究时间界定为1996至2007年间，同时考虑到由于制度的不同将带来研究结果的差异，所以没有考虑香港、澳门特别行政区和台湾省；另外，相关数据统计数据缺乏和数据时间范围的限制，研究中去除了西藏自治区、海南省、新设立不久的重庆市，本文研究28个省、自治区和直辖市。本文数据来自1996～2008年历年的《中国统计年鉴》和《中国经济对外贸易年鉴》，下面对各变量进行说明：
M为农业剩余劳动力的转移量，按其转移方向分为进入农村非农业和进入城市两个部分。进入农村非农业的劳动力数据用乡村的乡镇企业、私营企业和个体企业就业人数相加来表示。进入城市的农村非农劳动力数据用采掘、制造和建筑三个产业的职工人数减去相应的国有职工人数来表示，中国统计年鉴中，各地区按行业分的职工人数不包括乡镇企业就业人员、私营企业就业人员和城镇个体劳动者，所以把在农村非农业和城市中实现转移的农业剩余劳动力相加，作为农业剩余劳动力转移量。
K是民营非农业部门资本积累，用各地区全社会固定资产投资与国有企业固定资产投资之差表示民营非农业部门资本积累，并用固定资产投资价格指数调整为1990年不变价格。由于《中国统计年鉴》中没有提供“农业固定资产投资”数据，只有“农村的固定资产投资”数据；而农村固定资产投资也包括非农业的投资。如果再用上述差值减农村的固定资产投资，就会产生农村中非农业固定资产投资被剔除的问题，所以，只减国有企业固定资产投资。
J是民营非农业部门创新强度，因为在激烈的市场竞争，民营企业成为创新的主体，与国有企业相比，其更具创新动力。所以选取工业和建筑业企业个数减去相应的国有及国有控股企业个数表示民营部门企业个数，用民营部门企业个数代表民营非农业部门创新强度。
B是民营非农业部门创新的劳动力使用偏向，反映其在生产过程中的资本一劳动力比，资本一劳动力比越小，创新的劳动力使用偏向越强。由于中国具有劳动力廉价的比较优势，出口的工业制成品是劳动力密集型产品，所以，用出口产品中工业制成品与初级产品之比表示民营非农业部门创新的劳动力使用偏向。
EX和IM分别是民营部门出口额和进口额。由于本文使用省级面板数据，各类年鉴中没有提供民营部门贸易数据，而提供了外商投资企业贸易数据，加上，近年来外商投资企业占民营部门对外贸易的比重较高，所以选取外商投资企业的对外贸易数据代表民营部门的出口和进口额。同时，使用各年度人民币对美元平均汇价进行折算，并经过各省GDP平减指数折算为1990年不变价格，剔出物价变动因素。
(四)方法介绍：
在计量经济学理论中，当存在条件假设时可以使用包含交互项的计量模型，用以分析多元解释变量对被解释变量的综合作用。此时，条件假设一般是描述两个或多个变量依赖于一个或多个变量取值的关系。伍德里奇(2003)和张爽(2006)的研究指出，在含有交互项的线性模型中，把交互项某一组成变量对因变量的影响定义为偏效应(MarginalEffect)，它依赖于另一交互项组成变量的值，这与普通线性模型的偏效应是一个固定的值有着显著差异，常在另一交互项组成变量的均值处求解。
为了说明交互项模型，这里假设x和y的函数关系为y=β0+β1X+β2Z+β3XZ+ε，当变量Z存在时，变量X和变量y是单调递增函数关系，当z不存在时，x和y这种关系也不存在。这里的Z可以是一个普通变量，也可以是一个哑变量，为了便于说明，假设z是一个哑变量。当Z=O，x和y的关系变为：y=β0+β1X+e，该普通线性模型中X的偏效应为aY/aX=β1；当变量Z=1，变量x和变量y是单调递增函数关系：y=β0+β1X+β2Z+β3XZ+ε，x、Z是交互项XZ的组成变量，该线性模型中x的偏效应为aY/ax=β2+β3z，此时X对Y的影响依赖于z的大小，由于假设z=1，所以此时X对Y的偏效应为β1+β2(ThomasBrambor，2006)。另外，在具体的交互项模型设定中，除非特殊的情形，必须包括所有的交互项组成变量。这里的交互项组成变量是指组成交互项的任何一个变量。特别是多元交互项模型的交互项有很多种形式，有可能包含更多的组成变量比如XYZ，那么该模型中就必须包括X，Y，Z，XY，XZ，YZ。交互项组成模型中包括所有的交互项组成变量有可能会增加多重共线性，增大标准误进而引致交互项的系数不能通过显著性检验，但这种交互项模型中的多重共线性问题往往被夸大(Friedrich，1982)。
在交互项方程的具体解释过程中，不能将其解释为非条件的边际影响。由于多元交互项模型之所以能够有效地捕捉隐藏在直觉背后的条件假设，所以它考虑了解释变量X对Y的影响依赖于第三个变量z的值，可很清楚的看到如果只描述X对Y的影响，这种解释仅仅捕捉了当Z=0时情形，因此，在方程分析中必须考虑第三个变量的取值，才能进一步分析X对Y的偏效应。在计算偏效应之后，一般不能省略对该偏效应进行显著性检验。
三 经验分析及结果
利用全国样本数据对封闭经济中的拉尼斯一费模型和笔者扩展后的模型(1)式进行回归，分别产生模型Ⅰ和模型Ⅱ，结果如表1。
模型Ⅰ是封闭经济条件下，民营资本积累(K)、民营创新强度(J)、民营创新的劳力使用偏向(B)三个变量对农业剩余劳动力转移(M)的作用。民营资
本积累每增加一个百分点，农业剩余劳动力转移增加O，1个百分点；民营创新的劳力使用偏向每增强一个百分点，农业剩余劳动力转移增加0.05个百分点，且均通过1％的显著性检验；民营创新强度每增强一个百分点，农业剩余劳动力转移增加0.0008个百分点，但不显著性。修正的拟合优度为O，998324，说明整个方程拟合较好。F检验通过1％的显著性，证明所有自变量对因变量的总体解释力度很强。
模型Ⅱ是开放经济条件下，各变量对农业剩余劳动力转移(M)的影响。由于本文主要关注的是民营对外贸易通过影响资本积累、技术变迁进而促进农业剩余劳动力转移，所以模型Ⅱ中，分别加入3个不同的交互项，依据伍德里奇和张爽的研究，民营资本积累、民营创新强度和创新的劳力使用偏向的偏效应依赖于民营对外贸易的取值，故取民营出口的均值3.521747和民营进口的均值3.517628。在模型Ⅱ中，相应的民营资本积累、民营创新强度和民营创新的劳力使用偏向的偏效应计算如下：
对(8)式回归，即得到对模型Ⅱ的显著性检验。对比模型Ⅱ和其显著性检验的结果，在显著性检验中，民营资本积累(K)、创新强度(J)和创新劳力偏向(B)的系数皆为其各自的偏效应。民营资本积累(K)对农业剩余劳动力转移的偏效应，在民营部门出口的平均值上，民营部门资本积累每增加一个百分点，农业剩余劳动力转移量增加0.07个百分点，通过1％的显著性检验。民营创新强度(J)对农业剩余劳动力转移的偏效应，在民营部门进口的平均值上，民营部门创新强度每增强一个百分点，农业剩余劳动力转移量增加0.003个百分点，但并不显著。民营创新的劳动力使用偏向(B)对农业剩余劳动力转移的偏效应，在民营部门进口的平均值上，民营部门创新的劳动力使用偏向每增加一个百分点，农业剩余劳动力转移量增加0.06个百分点，通过1％的显著性检验。
模型Ⅱ中，民营部门出口与资本积累的交互项系数β6
四 结 论
农业剩余劳动力的非农转移是改革开放三十年间中国转型经济成功发展过程中最引人注目的经济社会现象之一。这种现象的研究，对于加快统筹城乡发展，促进农村劳动力平稳有序转移具有一定的价值。
本文认为，民营非农业部门是容纳农业剩余劳动力转移的主要经济部门，其对外贸易是促进农业剩余劳动力转移的重要因素。同时，运用1996—2007年的省级面板数据进行交互项检验。结果表明，由于出口换汇的时滞效应和出口成本的提升，民营出口贸易对资本积累的效应表现为负值。具有自生能力的民营部门选择劳动力偏向型的技术引进和模仿，正如实证研究揭示民营进口贸易在推动自身发生技术创新和加深劳动力使用偏向方面有正向作用，进而间接加快了农业剩余劳动力的转移。由此可见，我国政府应该鼓励民营非农业部门发展对外贸易，不断扩大规模，促进劳动力剩余经济的成功增长。
作者：刘建民,贺彩银
农村剩余劳动力定义计量论文 篇3：
家庭财富对非农劳动力供给的影响分析
摘要：近些年来，我国经济社会出现“劳动力供给不足”与“工资不断上涨”并存的悖反现象。以刘易斯为代表的西方发展经济学理论模型在解释这一现象时失效。此外，这些理论都没有考虑农户家庭有一定的财富基础，这与经济现实不符。文章用农户家庭具有财富基础这一假设条件，对刘易斯模型进行修正，在此基础上构建Logit计量经济模型，用安徽等五省数据进行了横截面检验，试图说明家庭财富对劳动力供给的影响。
关键词：家庭财富基础;刘易斯模型;修正
一、 问题的提出
改革开放以来，我国经济迅速发展，工业企业也随之发展起来。工业部门主要是依靠注入资本，以及农村部门能够源源不断提供大量的剩余劳动力共同推进的。根据刘易斯劳动力供给理论，工业部门能够在很低的工资水平下（略高于农业收入的工资水平），获得无限供给的农村劳动力，只有当农村剩余劳动力枯竭的时候，才会出现工资上涨的局面。工资上涨与大量农村剩余劳动力是不可能并存的。
但我国经济社会发展过程中出现了一个“悖反现象”，即农村剩余劳动力背景下“企业缺工”与“工资上涨”并存的局面。一方面，自2003年下半年以来，我国大部分地区陷入“民工荒”的局面。据相关资料调查统计，我国部分沿海地区，出现了“缺工”现象;主要劳务输出省如江西等省市也加入到“缺工”的队伍;甚至于连我国经济最不发达的西部地区如甘肃等省市也对外宣称“缺工”。另一方面，工资却是不断上涨的，一些学者如黄泰岩（2005）进行了说明。
以刘易斯为代表的传统理论无法解释这一悖反现象。因为它们都有一个共同的假定前提，即导致工资上涨的唯一原因是农村劳动剩余的消失。此外，现实经济中，农户家庭财富有了一定的积累，这对以往理论中假设农户家庭的收入只够维持基本生活，家庭没有财富基础也提出了挑战。
因此，本文从农户家庭有财富基础这一现实条件出发，以刘易斯“二元经济”理论模型为基础，通过加入家庭财富基础变量，修正刘易斯模型，在此基础上，展开了家庭财富对非农劳动力供给的影响研究。
二、 理论模型的構建
1. 理论假说。理论假说：随着农户财富的不断积累，农户家庭预算软化，在进行劳动供给决策时，工资水平相同的条件下，农户家庭劳动供给减少，而闲暇不断增加。
刘易斯模型关于农户家庭财富等于零的假设显然不符合我国经济发展中的现实情况。改革开放以来，我国农户家庭都已经积累了一定的财富。因此，本文从经济现实出发，认为随着农户家庭收入的增加，农户家庭财富的积累是一个逐步提高的过程。在此基础上，修正了刘易斯模型中关于家庭财富等于零的假设前提，认为家庭财富应大于零，这更加符合目前我国农户家庭的实际情况。
2. 刘易斯模型。在刘易斯模型中，劳动力供给数量是由工资水平决定的。假设工资为x，劳动力供给数量为y，a和b为参数系数，刘易斯模型设为，y=a+bx，工资是劳动力供给的唯一决定变量。工资上涨，劳动力供给增加;工资下降，劳动力供给下降。且该模型只是在农村剩余劳动力枯竭的情况下得出的这一结论。
图1中P点是刘易斯模型的第一个拐点，在拐点之前，工业工资是一条平行于横轴的直线，劳动力处于无限供给阶段。此时，工业企业的工资水平定为Y2，在Y2，企业可从农村部门获得无限供给的劳动力。AD1、AD2是劳动力需求曲线。当AD1移动到AD2时，工资水平维持在低水平Y2上。这说明在刘易斯拐点之前，劳动需求曲线无论怎样移动，都不会改变现有的低水平工资，且在这一工资水平上，工业企业能够获得无限供给的劳动力。进一步地，AD2移动到AD3，AD3与劳动供给曲线AS相交于B点，此时工资从Y2涨到Y3。刘易斯拐点之后的劳动力供给曲线是一条向右上方倾斜的曲线。工业企业必须要通过提高工资以获得所需的劳动力。
3. 修正的刘易斯模型。农户家庭财富对劳动供给的影响，主要表现为：一是家庭财富与工资收入有着相同的边际效用，因此将财富作为解释变量加入到刘易斯模型中;二是家庭财富基础与工资收入也存在一定的替代关系，将财富变量作为哑元变量加入到刘易斯模型中，修正后的劳动力供给模型为：
其中家庭财富w=1，代表家庭有财富基础;w=0，代表家庭没有财富基础。x为工资收入。修正的刘易斯模型说明劳动力供给不仅受到工资水平的影响，而且受农户家庭财富积累程度的影响。
图2说明在财富等于零时，劳动力供给曲线AB是完全弹性的，是一条水平线。只要工业部门能够支付比农业部门略高的工资收入，工业部门就能够获得无限的劳动力供给。在这一阶段，修正的劳动力供给曲线与刘易斯劳动力供给曲线并没有什么不同。本文将所有的研究焦点都放在了由B点引发的向右上方倾斜的曲线。当财富值等于1时，劳动力最优供给决策点是E点……。假设财富是可以无限分割且连续的，可得到一条向右上方倾斜的劳动力供给曲线。劳动力供给曲线AS曲线由图中较粗的黑色曲线表示。在AB段，财富为零时，供给曲线是水平的，固定的低水平工资可以获得无限劳动力供给;在BC段，财富大于零时，劳动力供给曲线是一条向右上方倾斜的曲线。财富等于1时，在工资水平不变的前提下，劳动力愿意供给的劳动是E点表示的劳动力数量，但此时工业部门需要的劳动力数量由D点表示，劳动力供给小于劳动力需求，工业部门面临工资上涨和劳动力供给短缺的压力。随着财富积累的进一步增加，劳动供给与劳动需求的缺口越来越大。这说明农户家庭财富基础影响劳动力供给曲线，这是对劳动力过剩背景下工资持续上涨且劳动供给短缺现象的一种有力解释。
三、 实证分析
1. 数据来源与说明。本文以湖南、四川、山东、河南、甘肃五省的数据来检验本文提出的理论假说。数据的可获得性，是我们选取这五个省相关数据的主要原因。进一步地，这五个省囊括了我国东、中、西部三个地区，且这五个省都是我国农业剩余劳动力集中地，用这五个省的调查数据对该理论假说进行实证分析，并试图说明我国经济运行中出现的实际问题，具有一定的代表性和较强的合理性。
考虑到数据的获得性等方面的问题，用2012年调查组获得的2011年的被调查农户的数据作为本文的数据来源。在这份调查问卷中，设置了“2011年是否在乡外务工经商”这样一个开关性问题。这一问题反映了我国农村非农劳动力供给状况。“是”意味着有非农劳动力供给;“否”意味着没有非农劳动力供给。
2. 模型设定与变量选取。
（1）模型设定。Logit模型用指数涵义定义如下：
上式的右边是一个图形与正态分布相似的分布函数。在上式中，如果fi取大的正值，pi的值接近于1;如果fi取大的负值，pi的值接近于0。Logit模型能够比较准确的分析和反映二元离散选择问题，解决了线性概率模型不能保证pi的取值一定在0和1之间的问题。
本文在此利用调查组第二轮调查获得的数据，构建以下基于横截面数据的Logit回归模型。
其中，下标i代表被调查农户。
被解释变量y为二元离散选择变量，凡是对“2011年是否在乡外务工经商”回答“是”的，y取1;凡是对“2011年是否在乡外务工经商”回答“否”的，y取0。
解释变量包涵在函数yi中，其中，INC为被调查对象的收入，这里的收入是指被调查对象的全年工资收入，包括工资、奖金、补贴等，在此将收入变量取为对数主要是为了减少变量之间的共线性;WEAL为被调查对象的贫富程度，本文将之设定为一个哑元变量。调查数据中，对农户家庭的经济基础情况进行了调查，调查组将农户家庭经济基础划分为：赤贫、较穷、一般、较富、非常富有。本文将家庭经济基础赤贫、较穷以及一般的农户家庭视作贫穷，将家庭经济基础较富及非常富有的农户家庭视作富有。将家庭经济基础富有的赋值为1，即WEAL=1;将家庭经济基础贫穷的赋值为0，即WEAL=0。LN（INCi）·WEALi是农户家庭收入的对数与财富基础状况的乘积，作为农户家庭是否做出务工决策的一个解释变量，最主要是为了考察这两个变量之间的交互影响。
Z为控制变量，是影响劳动力是否出外打工的其它因素。其中，控制性变量有AGE，AGE代表年龄，是哑元变量，将年龄分为五组：18岁～30岁、31岁～40岁、41岁～50岁、51岁～60岁、61及以上，依次赋值为1，2，3，4，5。这主要是根据每一年龄段劳动力务工的活跃程度不同划分的;GEN代表性别，是哑元变量，男性赋值为1，女性赋值为0;EDU代表受教育程度，也是哑元变量，将被调查劳动力的受教育程度划分为没上过学、小学文化、初中文化、高中及以上，依次赋值为0，1，2，3;不同年龄组的劳动力，由于活跃程度不同，务工的意愿也存在差别;性别的不同，对劳动力供给可能有影响，这是因为男女适合不同类型的岗位;受教育水平差异，这也可能对农户家庭劳动力供给产生一定的影响，这主要体现在受教育水平比较高的劳动力更容易找到工作，当然由于目前我国农村教育脱节，也有可能对劳动力非农供给造成负效应。
3. 实证结果。本文用横截面Logit模型检验了农户家庭财富基础如何影响劳动家庭供给决策的。通过逐步加入控制变量，说明农户家庭财富基础对劳动力供给的影响效应。通过加入控制变量年龄、受教育水平以及性别，得出回归结果，见表1。
表1中四个回归方程LN（INCi）·WEALi的系数都是负数，这说明财富增加，劳动非农供给概率会减少，这主要是因为财富增加之后，劳动力供给对工资变化的反应会变得迟缓，即劳动供给曲线变得更加平缓。此时增加工资水平，以促进劳动力非农供给的效果与没有财富基础的家庭相比要小的多。财富这一虚拟变量通过反作用于工资，进而减少非农劳动供给的概率。具体来看，回归方程（1）中，没有加入任何控制变量，收入对数的系数为+0.197，并在5%显著水平上显著，这说明收入的增加会引起劳动供给概率增加。WEAL*LN（INC）的系数为-0.011 8，且在10%显著水平显著，这说明财富的增加使得劳动力对工资变动变的迟缓，劳动供给概率下降。财富WEAL的系数是+0.243，这跟我们的预期相反，主要可能是由于：第一，数据来源的局限性，本文只采用了安徽等五省的数据，数据缺乏全面性;第二，虽然所调查的家庭有一定的财富基础，但这个财富积累的程度，还不足以使家庭减少非农劳动力供给。
进一步地，我们在（1）中逐步加入控制变量，以期给予本文所提出的假说一个更好的解释。从这三个加入控制变量的回归方程来看，LN（INCi）·WEALi的系数仍然都为负数，且这三个系数分别在5%、10%、5%的显著水平下显著，这说明加入控制变量之后，财富的增加通过工资反作用于劳动供给，仍然会降低非农劳动力供给的概率。
无论是否加入控制变量，收入对数的系数都为正数，这说明收入与劳动供给呈同方向变化，收入增加，会降低非农劳动力供给的概率;无论是否加入变量收入对数与财富变量的交叉项都是负数，并且在显著性水平下显著，这一结果符合我们的预期，并证实了本文中提到的假说。这说明，当财富增加时，劳动供给曲线变得相对平坦，对工资变动的反应变得迟缓。这在一定程度上也就能够解释为什么我国出现的“民工荒”为何不能通过“提高工资”而得到解决。在（4）中财富变量的系数是负数，这跟本文的预期不符，可能是目前这个财富基础积累的程度还不足以使劳动力减少劳动而增加闲暇。年龄这一控制變量的系数为负，说明年龄增加，会降低非农劳动力的供给概率，这主要是因为年轻人更加具有活力，在就业选择中范围更大，而老人，可能更愿意留守在家乡务农。受教育程度的系数是负数，这主要是因为我国农村教育存在脱节，一部分受过教育的并不能直接转化为生产力;性别的系数是正数，这说明男性比女性务工的人员更多，也就是说增加男性劳动力，会增加非农劳动力供给的概率。
综上，上述实证结果大致与本文的预期一致，与本文的理论假说也基本一致。随着农户家庭财富的增加，农户家庭预算约束软化，在工资水平不变的前提下，农户为获得效用最大化，就会改变劳动供给决策，这个过程一直持续到新的预算曲线与新的无差异曲线相切的切点上。
四、 主要结论
本文从家庭财富动态变化这一视角出发，修正了刘易斯模型。通过建立Logit模型，对安徽等五省调查数据进行截面数据检验，分析了家庭财富变化对农村剩余劳动力务工决策的影响。主要结论有：
1. 农户家庭财富积累对农户的劳动力供给有较大影响。这种影响关系主要是通过影响农户家庭预算约束，进而影响农户家庭劳动供给决策的。
2. 根据我们的理论基础、建模过程和最后的实证分析，可以认为工资收入水平是影响农村剩余劳动力供给的重要因素，但不是唯一因素，家庭劳动力供给还受家庭整体财富、年龄、性别等变量的影响。
3. 虽然我们获得可信的实证结论，但是这些结论是建立在严格的模型基础之上的，很难考虑到不同地区农村剩余劳动力特质，也很难考虑到中国劳动力所具有的吃苦耐劳的性质。这需要我们进一步研究与探索。
参考文献：
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[5] 黄泰岩.“民工荒”对二元经济理论的修正[J].经济学动态，2005，（6）.
作者简介：赵燕（1985-），女，汉族，江苏省泰州市人，中国人民大学经济学博士，中国华融资产管理股份有限公司博士后工作站、中国社会科学院金融所博士后流动站博士。
收稿日期：2017-05-14。
作者：赵燕