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摘 要：在推进我国工业化道路的进程中，农村劳动力转移就业对经济增长产生了十分重要的作用。本文在一定程度上克服了现有生产率分解法可能缺乏的全面性，综合考虑了物质资本和人力资本积累、外商直接投资、进出口贸易、政府支出等变量对经济增长的作用，运用1978-2011年的数据，估算了农村劳动力转移对经济增长的效应。研究结果发现：在控制各变量之后，农村劳动力转移就业对经济增长的效应为25%。应继续挖掘农村劳动力转移就业对经济增长的潜力，发挥农村劳动力转移就业对经济增长效应的优势。
关键词：转移就业；经济增长效应；人力资本
中图分类号：F240；F323.6 文献标识码：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.08.54 文章编号：1672-3309（2013）08-120-02
一、前言
改革开放以来的实践证明，中国经济的快速增长离不开农村劳动力转移就业的贡献。国内不少学者的研究表明，农村劳动力转移就业对经济增长有明显的促进作用，是我国经济持续增长的重要原因之一。但是对劳动力转移就业对经济增长的贡献研究大多基于道格拉斯生产函数对生产率的分解进行分析和测度，如胡永泰（1998）、李勋来（2005）、胡兵（2005）等人的研究。他们并没有考虑到资本和知识积累、对外开放程度、政府支出等影响经济增长的重要因素。如果考虑到这些因素，研究结论将会更加有力。因为我们的研究证明，人力资本积累和对外开放程度对我国经济增长的影响十分重大，忽视这一变量因素有可以出现估计结果偏差。
不同于以往的研究方法，文章在综合考虑物质资本、人力资本积累、对外开放程度和政府支出比例等因素的基础上，运用中国1978-2011年的时间序列数据，从我国改革开放以来经济增长实绩出发，根据农村劳动力转移引起的就业人数的趋势变动来实证分析农村劳动力转移就业对经济增长的效应并提出积极引导农村劳动力转移就业的政策建议。
二、计量模型设定和估计结果分析
（一）计量模型设定
采用通常的经济增长模型，并在此基础上增加了劳动力转移人数作为被解释变量，从而将计量模型设定为：
其中，y为人均GDP，t为农村劳动力转移就业人数，k为人均人力资本，h为人均人力资本，fdi为外商直接投资占GDP比重，fc为最终消费支出占GDP比重，trade为进出口占GDP比重，l为人均劳动力，gv为政府支出占GDP比重。文章所关心的是农村劳动力转移就业对经济增长的效应，要知道这一效应大小的方法就是计算出方程中的α1系数。
（二）模型参数的估计及检验
表1是对1978-2011年的样本回归结果，在方程1中没有加入本文所关心的农村劳动力转移就业变量，用来作为基准方程，而在方程2中将农村劳动力转移就业变量加入基准方程中来。通过对比可以发现两个方程的回归结果并没有太大的变化，除了最终消费率和出口两个变量外，方程1中在1%和5%显著水平的自变量在方程2中也在同样的水平下显著。经检验，最终消费率和政府支出两个变量存在很大相关性，有可能导致多重共线性。由于在文章中关注的是农村劳动力转移就业变量为修正多重共线性带来的偏差，在方程3中略去了最终消费率变量。在方程3的结果中发现，除了政府支出变量不显著外，其它变量都在1%的水平上高度显著。但根据方程1和方程3的政府支出估计结果可知，政府支出占GDP的比重可能不是最优比例，对生产率和经济增长可能会产生不显著的不良影响。相对于方程1而言，在加入了劳动力转移就业变量后，方程3中的其它变量的估计系数的显著性都没有发生太大的变化，并且劳动力转移就业这一变量在1%的显著性水平下具有正的统计显著性而且使R2也提高了。这说明农村劳动力转移就业率对于经济增长具有非常显著的正效应。
方程3中的DW值落入不确定区域，但十分接近du。为了进一步检验模型是否存在自相关，我们采用Breusch-Godfrey提出的LM检验法。由<＼＼Ww-329725167ea5＼本地磁盘 （E）＼jjsj＼2013年排版＼201308＼130817.tif>，说明模型在α=0.01的水平下接受原假设，不存在1阶自相关。从计量结果来看，可以肯定多元线性回归方程是显著的，被解释变量和各个解释变量之间线性相关；回归分析的校正的拟合优度接近于1，残差的标准差SE也很小，说明模型很好地拟合了样本数据。解释变量与被解释变量之间的正负号方向也与我们的理论预期相一致，以上结果表明模型整体上具有可靠的解释力。
（三）计量结果经济意义分析
劳动力转移人数变量的系数为0.255，这表明在其他解释变量不变的情况下，农村劳动力向非农产业转移就业人数每增加10%，人均GDP将增加2.55%，这体现了农村劳动力转移就业对经济增长的显著影响。资本的产出弹性低于人力资本的产出系数，说明我国开始把经济增长方式从资本绝对投入量的增加向人力资本投入和经济结构优化转变。政府支出变量系数为负数，且不显著，可能由于政府支出占GDP的比例并不是最优比例。人均劳动力变量的系数显著为负，这是因为我们在模型中使用了人均人力资本变量，使得少数完全没有受过教育的劳动力对经济增长并没有多大贡献，这也说明了人力资本对经济增长的重要性。外商直接投资和对外贸易是经济增长的两个外源性因素，都得到了正的估计值，而且在统计上非常显著，说明我国的对外开放政策对经济增长产生了重要作用。
三、结论及政策建议
中国过去30年的经济增长很大程度上依赖于农村劳动力转移就业效应的发挥。1978-2011年，农村劳动力转移就业对经济增长的正效应达到25%。中国近几年固定资产投资的高速增长是与劳动力转移密切相关，劳动力转移必然要求工业部门更多的投资，但是过于追求短期效益导致粗放式增长。长期来看人力资本则可以为经济增长提供新动力，并且人力资本水平的提升有利于经济的集约式增长。中国应从长远的角度出发，在合理加快引导农村劳动力转移就业的同时必须加大对转移劳动力的人力资本投入，增加知识积累，不断提高社会人力资本水平保障经济的持续增长。 中国农村劳动力转移为经济增长做出了重要贡献，当前有关部门应该解放思想和打破不合理的制度障碍，加大对农村劳动力的教育和培训等人力资本投入，把“加快引导农村劳动力转移就业，建立农村劳动力转移就业长效机制”，作为解决“三农”问题，实现农业产业化、集约化、专业化以及经济社会持续发展的一项重大战略措施。应继续挖掘农村劳动力转移就业对经济增长的潜力，发挥农村劳动力转移就业对经济增长效应的优势。首先，以积极稳妥推进城镇化为引领，继续引导农村劳动力转移就业。其次，以创造公平的城乡制度环境为支撑，保障农村劳动力转移就业权益。最后，以提高农村劳动力知识水平为内核，提升农村劳动力转移就业质量。
参考文献：
[1]Lewis， W.A. Economic Development with Unlimited Supply of Labor [J].Journal of the Manchester School of Economics and Social Studies，1954 （20）.
[2]胡永泰.中国全要素生产率：来自农业部门劳动力再配置的首要作用[J].经济研究，1998，（03）：33-41.
[3]李勋来、李国平.经济增长中的农村富余劳动力转移效应研究[J].经济科学，2005，（03）：39-43.
[4]胡兵、赖景生、胡宝娣.二元结构、劳动力转移与经济增长[J].财经问题研究，2005，（07）：9-13.
[5]Lucas，R.E.，1988，On the Mechanics of Economic Development， Journal of Monetary Economics， 22， 3-42.
[6]张军.对中国资本存量K的再估计[J].经济研究，2003，（07）：35-43.
[7]Yan WANG， Yudong YAO. Sources of China’s economic growth 1952-1999： incorporating human capital accumulation [J]. China Economic Review 14 （2003） 32—52.
[8]陆学艺.当代中国社会流动[M].北京：社会科学文献出版社，2004.
关键词：转移就业；经济增长效应；人力资本
中图分类号：F240；F323.6 文献标识码：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.08.54 文章编号：1672-3309（2013）08-120-02
一、前言
改革开放以来的实践证明，中国经济的快速增长离不开农村劳动力转移就业的贡献。国内不少学者的研究表明，农村劳动力转移就业对经济增长有明显的促进作用，是我国经济持续增长的重要原因之一。但是对劳动力转移就业对经济增长的贡献研究大多基于道格拉斯生产函数对生产率的分解进行分析和测度，如胡永泰（1998）、李勋来（2005）、胡兵（2005）等人的研究。他们并没有考虑到资本和知识积累、对外开放程度、政府支出等影响经济增长的重要因素。如果考虑到这些因素，研究结论将会更加有力。因为我们的研究证明，人力资本积累和对外开放程度对我国经济增长的影响十分重大，忽视这一变量因素有可以出现估计结果偏差。
不同于以往的研究方法，文章在综合考虑物质资本、人力资本积累、对外开放程度和政府支出比例等因素的基础上，运用中国1978-2011年的时间序列数据，从我国改革开放以来经济增长实绩出发，根据农村劳动力转移引起的就业人数的趋势变动来实证分析农村劳动力转移就业对经济增长的效应并提出积极引导农村劳动力转移就业的政策建议。
二、计量模型设定和估计结果分析
（一）计量模型设定
采用通常的经济增长模型，并在此基础上增加了劳动力转移人数作为被解释变量，从而将计量模型设定为：
其中，y为人均GDP，t为农村劳动力转移就业人数，k为人均人力资本，h为人均人力资本，fdi为外商直接投资占GDP比重，fc为最终消费支出占GDP比重，trade为进出口占GDP比重，l为人均劳动力，gv为政府支出占GDP比重。文章所关心的是农村劳动力转移就业对经济增长的效应，要知道这一效应大小的方法就是计算出方程中的α1系数。
（二）模型参数的估计及检验
表1是对1978-2011年的样本回归结果，在方程1中没有加入本文所关心的农村劳动力转移就业变量，用来作为基准方程，而在方程2中将农村劳动力转移就业变量加入基准方程中来。通过对比可以发现两个方程的回归结果并没有太大的变化，除了最终消费率和出口两个变量外，方程1中在1%和5%显著水平的自变量在方程2中也在同样的水平下显著。经检验，最终消费率和政府支出两个变量存在很大相关性，有可能导致多重共线性。由于在文章中关注的是农村劳动力转移就业变量为修正多重共线性带来的偏差，在方程3中略去了最终消费率变量。在方程3的结果中发现，除了政府支出变量不显著外，其它变量都在1%的水平上高度显著。但根据方程1和方程3的政府支出估计结果可知，政府支出占GDP的比重可能不是最优比例，对生产率和经济增长可能会产生不显著的不良影响。相对于方程1而言，在加入了劳动力转移就业变量后，方程3中的其它变量的估计系数的显著性都没有发生太大的变化，并且劳动力转移就业这一变量在1%的显著性水平下具有正的统计显著性而且使R2也提高了。这说明农村劳动力转移就业率对于经济增长具有非常显著的正效应。
方程3中的DW值落入不确定区域，但十分接近du。为了进一步检验模型是否存在自相关，我们采用Breusch-Godfrey提出的LM检验法。由<＼＼Ww-329725167ea5＼本地磁盘 （E）＼jjsj＼2013年排版＼201308＼130817.tif>，说明模型在α=0.01的水平下接受原假设，不存在1阶自相关。从计量结果来看，可以肯定多元线性回归方程是显著的，被解释变量和各个解释变量之间线性相关；回归分析的校正的拟合优度接近于1，残差的标准差SE也很小，说明模型很好地拟合了样本数据。解释变量与被解释变量之间的正负号方向也与我们的理论预期相一致，以上结果表明模型整体上具有可靠的解释力。
（三）计量结果经济意义分析
劳动力转移人数变量的系数为0.255，这表明在其他解释变量不变的情况下，农村劳动力向非农产业转移就业人数每增加10%，人均GDP将增加2.55%，这体现了农村劳动力转移就业对经济增长的显著影响。资本的产出弹性低于人力资本的产出系数，说明我国开始把经济增长方式从资本绝对投入量的增加向人力资本投入和经济结构优化转变。政府支出变量系数为负数，且不显著，可能由于政府支出占GDP的比例并不是最优比例。人均劳动力变量的系数显著为负，这是因为我们在模型中使用了人均人力资本变量，使得少数完全没有受过教育的劳动力对经济增长并没有多大贡献，这也说明了人力资本对经济增长的重要性。外商直接投资和对外贸易是经济增长的两个外源性因素，都得到了正的估计值，而且在统计上非常显著，说明我国的对外开放政策对经济增长产生了重要作用。
三、结论及政策建议
中国过去30年的经济增长很大程度上依赖于农村劳动力转移就业效应的发挥。1978-2011年，农村劳动力转移就业对经济增长的正效应达到25%。中国近几年固定资产投资的高速增长是与劳动力转移密切相关，劳动力转移必然要求工业部门更多的投资，但是过于追求短期效益导致粗放式增长。长期来看人力资本则可以为经济增长提供新动力，并且人力资本水平的提升有利于经济的集约式增长。中国应从长远的角度出发，在合理加快引导农村劳动力转移就业的同时必须加大对转移劳动力的人力资本投入，增加知识积累，不断提高社会人力资本水平保障经济的持续增长。 中国农村劳动力转移为经济增长做出了重要贡献，当前有关部门应该解放思想和打破不合理的制度障碍，加大对农村劳动力的教育和培训等人力资本投入，把“加快引导农村劳动力转移就业，建立农村劳动力转移就业长效机制”，作为解决“三农”问题，实现农业产业化、集约化、专业化以及经济社会持续发展的一项重大战略措施。应继续挖掘农村劳动力转移就业对经济增长的潜力，发挥农村劳动力转移就业对经济增长效应的优势。首先，以积极稳妥推进城镇化为引领，继续引导农村劳动力转移就业。其次，以创造公平的城乡制度环境为支撑，保障农村劳动力转移就业权益。最后，以提高农村劳动力知识水平为内核，提升农村劳动力转移就业质量。
参考文献：
[1]Lewis， W.A. Economic Development with Unlimited Supply of Labor [J].Journal of the Manchester School of Economics and Social Studies，1954 （20）.
[2]胡永泰.中国全要素生产率：来自农业部门劳动力再配置的首要作用[J].经济研究，1998，（03）：33-41.
[3]李勋来、李国平.经济增长中的农村富余劳动力转移效应研究[J].经济科学，2005，（03）：39-43.
[4]胡兵、赖景生、胡宝娣.二元结构、劳动力转移与经济增长[J].财经问题研究，2005，（07）：9-13.
[5]Lucas，R.E.，1988，On the Mechanics of Economic Development， Journal of Monetary Economics， 22， 3-42.
[6]张军.对中国资本存量K的再估计[J].经济研究，2003，（07）：35-43.
[7]Yan WANG， Yudong YAO. Sources of China’s economic growth 1952-1999： incorporating human capital accumulation [J]. China Economic Review 14 （2003） 32—52.
[8]陆学艺.当代中国社会流动[M].北京：社会科学文献出版社，2004.