1、實證項目的計量經濟研究課程論文分析課程名稱 農村勞動力轉移的影響因素實證分析學 院 經濟管理學院專業(yè)班級 組 員 目錄摘要-3關鍵詞-3一、引言-4二、文獻綜述-5三、數據及研究方法-6 （一）、數據來源-6（二）、模型建立-7四、實證檢驗-8 （一）、單位根檢驗-8（二）、協(xié)整檢驗-8（三）、回歸模型-10 （四）、多重共線性-10（五）、逐步回歸分析-11（六）、異方差檢驗-13（七）、自相關檢驗-14（八）、最終模型估計結果-15五、結論和政策建議-15六、不足與展望-16七、參考文獻-16八、附錄：原始數據-18農村勞動力轉移的影響因素的實證分析摘要：本文對影響農村勞動力轉移的三個因素

2、：城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)失業(yè)率、城鄉(xiāng)消費支出進行實證研究。研究結果表明：城鄉(xiāng)收入差距是造成農村勞動力轉移的主要誘因，城鄉(xiāng)收入差距擴大造成了大量的農村勞動力向城鎮(zhèn)轉移，而城鎮(zhèn)失業(yè)率則是潛在的就業(yè)風險成本因素，只有消除這些潛在的就業(yè)風險成本因素農村勞動力轉移才具有持久性。以此提出相關政策建議來促進社會的和諧發(fā)展。關鍵詞：農村勞動力轉移；城鄉(xiāng)收入差距； 城鎮(zhèn)失業(yè)率；城鄉(xiāng)消費支出；實證分析Abstract: in this paper, three factors of rural labor transfer: the income gap between urban and rural areas,

3、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 tr

4、ansfer 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 developm

5、ent 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世紀80年代初，家庭聯(lián)產承包責任制的推行，以及隨后城市的各項改革的陸續(xù)開展，使農村勞動力大規(guī)模向當地鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和城市轉移。農村勞動力轉移是指農村剩余勞動力向非農產業(yè)、城市及城鎮(zhèn)的轉移過程, 涉及到產業(yè)與空間的雙重轉移。農村勞動力轉移問題是

6、眾多發(fā)展中國家普遍關注的問題。尤其是近年來, 在“民工潮”的背景下, 中國的農村勞動力轉移問題正引起社會各界的廣泛關注和討論。加快農村剩余勞動力的轉移，實現(xiàn)農業(yè)的非農化是提高農民收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距和實現(xiàn)農業(yè)現(xiàn)代化的重要途徑。據統(tǒng)計，1978- 2004年農業(yè)就業(yè)人數占全社會就業(yè)總人數的比重由745 %下降到469 %，下降了276個百分點。我國農村勞動力資源豐富，但是大批農民開始向城市轉移，形成了蔚為壯觀的農民進城潮流。究其原因，城鄉(xiāng)收入差異是農村勞動力向城市轉移的主要驅動力。此外，農村勞動力的進城運動還受到其他多種因素的影響。本文通過對農村勞動力轉移理論和相關研究的簡單回顧及評價, 以國

7、家統(tǒng)計局提供的數據為依據, 經過理論模型構建和實證檢驗分析, 探討了農村勞動力向城市轉移的諸多影響因素，并在此基礎上總結了促使我國農村勞動力合理轉移的若干政策啟示。二、 文獻綜述國外在對農村勞動力轉移問題的研究中,目前比較經典的研究模型包括劉易斯的二元經濟論、拉尼斯費景漢模式、喬根森模式、托達羅人口流動模型及其哈里斯的補充, 這些模型解釋了發(fā)展中國家農村勞動力轉移的動力、特點及機制。劉易斯模型認為城市工業(yè)部門的工資高于農業(yè)部門, 收入的差異與轉移的無障礙, 以及資本積累擴張形成了剩余勞動力源源不斷的轉化; 拉尼斯費景漢模式考慮了農業(yè)生產率的增長, 但是依然認為工業(yè)部門不存在失業(yè), 只要工業(yè)部門

8、的工資水平高于農業(yè)部門, 農村隱性剩余勞動力還是會源源不斷向城市轉移; 喬根森模式認為轉移的動力在于需求結構與消費結構的改變; 托達羅考慮了城市工業(yè)部門存在大量的失業(yè), 他把勞動力轉移的動力歸結為預期收入, 這樣解釋了即使在城市存在失業(yè)的情況下, 剩余勞動力的鄉(xiāng)城移動依然會進行。中國目前以及可預見的未來，正在和將會經歷一個偉大的變革時期。在這個轉型時期,農村勞動力轉移是構建現(xiàn)代社會的重要紐帶,也是實現(xiàn)轉型的基本內容之一。國內在對農村勞動力轉移問題的研究中, 大多是在借鑒相關模型的基礎上結合我國的現(xiàn)實狀況做出部分改進, 從而獲得有益的啟示。蔡昉( 2000) 從微觀層面研究農村勞動力外出的直接原

9、因。潘文卿( 1999) 認為勞動力轉移從低效率的農業(yè)部門轉向高效率的非農業(yè)部門能夠提高全社會的總體勞動生產率, 從而帶動國民經濟的高速增長。李實( 1999) 則通過對農村勞動力流動的收入分配效應的實證分析, 認為農村勞動力流動可以提高外出打工戶的家庭收入水平, 還會抑制農村居民收入差距的擴大、對緩解城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大發(fā)揮積極的作用。廖楚暉( 2004) 則通過實證分析認為我國農村勞動力轉移與農民收入增長呈正向關系。劉建進( 2002) 的研究表明, 人力資本對勞動報酬的影響越來越明顯, 其對勞動力轉移的影響也較大。程名望（2006）認為農村勞動力轉移是我國工業(yè)化必須面對的重大課題，他更

10、多是從宏觀經濟的視角看城鎮(zhèn)的拉力，特別是城鎮(zhèn)工業(yè)技術進步，是農村勞動力轉移的根本動因。目前已有研究大多側重農村勞動力轉移的動力機制、制約因素和收入分配等方面的研究，并應用統(tǒng)計回歸分析方法和趨勢分析進行農村勞動力轉移和收入差距之間的定量分析。但是，城鄉(xiāng)收入差距只是農村勞動力轉移的一個影響因素, 非農收入的實際效用變動因素和非農收入投入成本的變動因素也明顯影響到農村勞動力的轉移。本文的研究不僅研究了城鄉(xiāng)收入差距對農村勞動力轉移的影響，還加入了由于城鄉(xiāng)消費支出差異和城鎮(zhèn)失業(yè)率作為因素進行實證分析來說明各因素對農村勞動力轉移的影響程度以及為促使勞動力的合理轉移提供相關建議來促進社會和諧發(fā)展。三、 數據

11、及模型建立（一）、數據來源本文以20032012年為樣本期，搜集各年中國統(tǒng)計年鑒、中國農村統(tǒng)計年鑒以及中國人口統(tǒng)計年鑒數據，進行測算。本文不是直接選取每年農村勞動力轉移數量，因為它不好獲取。因此在本文的分析中引入了轉移比率（transfer）的概念，且文中的轉移比率是考察農村勞動力向城鎮(zhèn)轉移的變量，其計算公式為：轉移比率=（本年的農村人口-去年的農村人口-去年的農村人*本年的人口自然增長率）/本年的農村人口。農村人口的向外轉移量不僅僅包括城鎮(zhèn)的轉移，但是由于農村人口的向外轉移量與農村人口向城鎮(zhèn)的轉移量高度相關，本文分析時就用農村人口的向外轉移量作為向城鎮(zhèn)轉移量的替代變量。城鄉(xiāng)收入差距可以看作農

12、村勞動力轉移的貨幣效用，而收入差距的數據本文采用的則是：當年的城鄉(xiāng)收入差距=當年城鎮(zhèn)居民的人均收入-同年農村居民的人均收入。城市消費支出水平直接影響勞動力轉移的貨幣成本，城鎮(zhèn)失業(yè)率影響轉移人口尋找工作的時間及難度, 構成農村勞動力轉移的非貨幣成本。以上指標雖不能完全囊括農村勞動力轉移的成本和效用, 但具有典型性、代表性, 又可以量化, 因此, 本文選用城鄉(xiāng)居民收入差距、城鄉(xiāng)消費支出比率( expend iture)、城鎮(zhèn)失業(yè)率( unemployment)作為農村勞動力轉移比率( transfer)的解釋變量, 在單位根檢驗和協(xié)整關系檢驗的基礎上, 建立回歸模型，進行實證分析研究。（二）、模型

13、建立首先我們設定了一般模型：Y=f（X1，X2，X3）Y勞動力轉移比率X1城鄉(xiāng)居民收入差距X2城鎮(zhèn)失業(yè)率X3城鄉(xiāng)消費支出比率建立回歸方程：Y=C+ B1 X1+B2 X2+ B3 X3+Ut，以此來分析三個變量跟勞動力轉移之間的關系。四、實證檢驗(一)單位根檢驗如果隨機變量是非平穩(wěn)序列時，進行格蘭杰因果檢驗時會出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，以此作出的結論很可能是錯誤的。因此，在進行協(xié)整分析以前，必須對分析序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。本文采用ADF檢驗對原序列及一階差分序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果見表1。由表1可知，在1 的置信水平下，各序列是一階單整的，即臨界水平1%、5%、10%的情況下，其t值都小于

14、增廣迪基-富勒檢驗統(tǒng)計量則可以證明農村勞動力轉移與城鄉(xiāng)居民收入差距、城鄉(xiāng)消費支出、城鎮(zhèn)失業(yè)率的時間序列之間是具有平穩(wěn)性的。t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.0.0029Test critical values:1% level-3.5% level-2.10% level-1.表1(二)協(xié)整檢驗本文采用Johansen Co integrat ion Test法來展開以農村勞動力轉移為基準的協(xié)整分析。本文實驗中采用的滯后階數為2, 均采用具有截距項和趨勢項的形式。協(xié)整檢驗結果如下表所示, 本實證結果由EV IEW

15、S5. 0給出。城鄉(xiāng)收入差距與轉移比率協(xié)整檢驗的跡統(tǒng)計量為24.55559, 大于5%顯著性水平下的臨界值15.49471,即可以認為在95%的置信程度下拒絕不存在協(xié)整關系的原假設(原假設為r= 0),也就是表明城鄉(xiāng)收入差距與轉移比率之間存在協(xié)整關系。城鄉(xiāng)消費支出比率與轉移比率協(xié)整檢驗的跡統(tǒng)計量為9., 小于5%顯著性水平下的臨界值15.49471,即認為在95%的置信程度下接受不存在協(xié)整關系的原假設, 也就是表明城鄉(xiāng)消費支出比率與轉移比率之間不存在著協(xié)整關系。城鎮(zhèn)失業(yè)率與轉移比率協(xié)整檢驗的跡統(tǒng)計量為21.31121, 大于5%顯著性水平下的臨界值15.49471, 即認為在95%的置信程度下

16、拒絕不存在協(xié)整關系的原假設, 也就是表明城鎮(zhèn)失業(yè)率與轉移比率之間存在著協(xié)整關系。由上文的單位根檢驗獲知農村勞動力轉移影響因素中變量的原序列為非平穩(wěn)序列, 一階差分后都是平穩(wěn)序列。上文又對各變量序列進行了協(xié)整檢驗, 得出變量之間存在協(xié)整關系的結論：城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)失業(yè)率之間存在協(xié)整關系，但是城鄉(xiāng)消費支出比率與農村勞動力轉移之間不存在協(xié)整關系，即將城鄉(xiāng)消費支出的因素剔除，此因素對農村勞動力轉移的影響不大。然后，對于存在協(xié)整關系的變量之間可以進行回歸分析, 以便進一步研究變量間的相互影響程度。H0特征值跡統(tǒng)計量5%臨界值P值城鄉(xiāng)收入差距與轉移比率 r=00.24.5555915.494710.00

17、17 r=.0155城鄉(xiāng)消費支出比率 r=094710.0023與轉移比率 r=.0339城鎮(zhèn)失業(yè)率 r=00.21.3112115.494710.0059轉移比率 r0.8，這兩個樣本變量之間高度相關，因而樣本存在多重共線性。（5）、逐步回歸分析分別求Y對X1、X2、X3的一元回歸Y對X1的一元回歸VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C19810.0000X1-4.27E-072.96E-07-1.0.0079R-squared0.Mean dependent var0.Ad

18、justed R-squared0.S.D. dependent var0.S.E. of regression0.Akaike info criterion-8.Sum squared resid8.49E-05Schwarz criterion-8.Log likelihood44.19610F-statistic2.Durbin-Watson stat2.Prob(F-statistic)0. Y對X2的一元回歸VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C.0099X2-0.0.-0.0.0361R-squared0.Mean

19、 dependent var0.Adjusted R-squared0.S.D. dependent var0.S.E. of regression0.Akaike info criterion-8.Sum squared resid0.Schwarz criterion-8.Log likelihood43.04687F-statistic20.04175Durbin-Watson stat2.Prob(F-statistic)0. Y對X3的一元回歸VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C.1096X.115

20、1R-squared0.Mean dependent var0.Adjusted R-squared0.S.D. dependent var0.S.E. of regression0.Akaike info criterion-8.Sum squared resid7.68E-05Schwarz criterion-8.Log likelihood44.69254F-statistic3.Durbin-Watson stat2.Prob(F-statistic)0.通過比較各個R2，X1的相關性最強，因此選擇X1城鄉(xiāng)收入差距作為第一個解釋變量，形成一元回歸模型。第二步：將剩余變量分別加入模型。

21、 城鄉(xiāng)收入差距X1與城鎮(zhèn)失業(yè)率X2VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C.0739X1-5.10E-073.33E-07-1.0.0095X2-0.0.-0.0.0145R-squared0.Mean dependent var0.Adjusted R-squared0.S.D. dependent var0.S.E. of regression0.Akaike info criterion-8.Sum squared resid8.00E-05Schwarz criterion-8.Log likelihood44.4919

22、6F-statistic1.Durbin-Watson stat2.Prob(F-statistic)0. 城鎮(zhèn)失業(yè)率X1與城鄉(xiāng)消費支出比率X3VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C.6217X11.06E-076.82E-070.0.0010X.4130R-squared0.Mean dependent var0.Adjusted R-squared0.S.D. dependent var0.S.E. of regression0.Akaike info criterion-8.Sum squared res

23、id7.66E-05Schwarz criterion-8.Log likelihood44.70973F-statistic1.Durbin-Watson stat2.Prob(F-statistic)0.由上述可知X2城鎮(zhèn)失業(yè)率獲得的R2最大，作為第二個解釋變量。同時觀察X3.由于P值大于5%，我們決定剔除X3變量。 （六）、異方差檢驗（懷特檢驗）White Heteroskedasticity Test:F-statistic0.Probability0.Obs*R-squared1.Probability0.Test Equation:Dependent Variable: RESID

24、2Method: Least SquaresDate: 05/22/09 Time: 08:32Sample: 2003 2012Included observations: 10VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-0.0.-0.0.6181X16.53E-099.62E-090.0.5275X12-2.95E-134.30E-13-0.0.5233X.6251X22-0.0.-0.0.6308R-squared0.Mean dependent var8.00E-06Adjusted R-squared-0.S.D. d

25、ependent var1.15E-05S.E. of regression1.40E-05Akaike info criterion-19.21279Sum squared resid9.75E-10Schwarz criterion-19.06150Log likelihood101.0639F-statistic0.Durbin-Watson stat2.Prob(F-statistic)0.由上述表可知：nR2=1.,由White檢驗可知，在=0.05下，X2 0.05（2）=5.991.，因此不存在異方差性。（七）、自相關檢驗利用DW檢驗：Dependent Variable: YM

26、ethod: Least SquaresDate: 05/22/09 Time: 07:15Sample: 2003 2012Included observations: 10VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C.0739X15.10E-073.33E-071.0.1695X2-0.0.-0.0.5345R-squared0.Mean dependent var0.Adjusted R-squared0.S.D. dependent var0.S.E. of regression0.Akaike info criterion

27、-8.Sum squared resid8.00E-05Schwarz criterion-8.Log likelihood44.49196F-statistic1.Durbin-Watson stat2.Prob(F-statistic)0.假設 H0：0，Ut即不存在一階自相關；H1：0,即Ut 存在一階自相關。由上述可知DW2.，當n10，k2時，查表所得dL0.6971，dU1.641，4dU3.359因此，dUDW4dU, 表明不存在一階自相關。 （八）、最終模型估計結果Y=5.10E-07 X1 - 0.X2 + 0.（1.） （-0.）（2.）R2=0. DW=2.五、結論和政策

28、建議由上文的實證分析可以得出結論：城鄉(xiāng)收入差距是造成農村勞動力轉移的主要誘因，城鄉(xiāng)收入差距擴大造成了大量的農村勞動力向城鎮(zhèn)轉移，在短期內對縮小城鄉(xiāng)收入差距是有幫助的。而城鎮(zhèn)失業(yè)率則是潛在的就業(yè)風險成本因素，只有消除這些潛在的就業(yè)風險成本因素農村勞動力轉移才具有持久性。因此，首先要尊重非農化過程中的規(guī)律，農村勞動力向城鎮(zhèn)的轉移不能靠行政手段將農民趕到城鎮(zhèn)去，不能人為的“拔農”，而是要通過政府引導，實行戶籍制度和土地制度的深化改革，使農民擺脫戶籍管理制度約束和分散土地經營的羈絆，依靠市場機制將農村勞動力吸引到城鎮(zhèn)。其次，應強化農村勞動力轉移就業(yè)培訓、消除農村勞動力就業(yè)歧視、完善農村勞動力轉移就業(yè)的

29、市場體系、建立全面的社會保障體系，以保證城鎮(zhèn)化過程中轉移的勞動力，特別是失地農民穩(wěn)定增收，發(fā)揮農村勞動力轉移的長效機制。2 政策建議（1）改革“農村”和“城市”之間存在戶籍鴻溝，改變目前農村勞動力在城市中的“游離”地位。（2）就地消化農村的剩余勞動力。積極引導和鼓勵勞動力密集型的企業(yè)轉移到剩余勞動力富余的區(qū)域以吸納和消化農村勞動力。（3）應強化農村勞動力轉移就業(yè)培訓、消除農村勞動力就業(yè)歧視、完善農村勞動力轉移就業(yè)的市場體系、建立全面的社會保障體系，以保證城鎮(zhèn)化過程中轉移的勞動力，特別是失地農民穩(wěn)定增收。（4）要尊重非農化過程中的規(guī)律，主要依靠市場機制而非以行政手段將農村勞動力吸引到城鎮(zhèn)，不因政

30、績而去“拔農”。六、不足與展望：本文的研究，主要研究了影響農村勞動力轉移因素中的城鄉(xiāng)收入差距、城鄉(xiāng)消費支出比率和城鎮(zhèn)失業(yè)率對其的影響，造成農村勞動力轉移的因素還有很多，本次研究并不全面，這是其一；其二是本次研究的數據選取面狹窄，像農村勞動力轉移的數據為了數據來源的方面性，本文用了勞動力轉移比率替代，在一定程度上對文章結論的準確性事有所偏差的。所以，本次研究在實驗過程中還是有很多的不足的，希望在未來的研究中可以將數據面放得更寬些，數據的來源和選取更具科學性，研究的因素能夠更加全面。七、參考文獻1 農業(yè)部課題組,二十一世紀初期我國農村就業(yè)及剩余勞動力利用問題研究J，中國農村經濟，2000（5）2盧

31、嘉瑞，中國現(xiàn)階段收入分配差距問題研究M，北京，人民出版社，20033劉洪，張玉肖，中國農村剩余勞動力轉移分析J，當代財經，2003（7）4蔡昉，白南生，中國轉軌時期勞動力流動M，當代財經，2004（12）：11-135郭勇，農村剩余勞動力轉移受阻的原因分析J，農業(yè)經濟問題，2004年06期6楊紅，促進農村剩余勞動力有序轉移J，商業(yè)研究，2003年12期7谷永芬,何記東,于風雨，我國農村城鎮(zhèn)化的若干問題分析J，商業(yè)研究，2003年14期8徐幼民,漆玲瓊，農業(yè)稅的性質及其經濟后果J;財經理論與實踐，2004年02期9沈曉豐，農村土地的社會保障功能與產出效率分析J;重慶師范大學學報(哲學社會科學版)

32、，2003年03期10劉繼兵，農業(yè)剩余勞動力轉移、農民收入與農村經濟增長基于湖北省農業(yè)剩余勞動力變動的實證分析J，湖北社會科學;2005年10期附錄：原始數據指標2012年2011年2010年2009年2008年2007年2006年2005年2004年2003年城鎮(zhèn)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城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入指數(1978=100)1,146.71,046.3965.2895.4815.7752.5670.7607.4554.25

33、14.6農村居民家庭人均純收入(元)7,916.66,977.35,919.05,153.24,760.64,140.43,587.03,254.92,936.42,622.2農村居民家庭人均純收入指數(1978=100)1,176.91,063.2954.4860.6793.2734.4670.7624.5588.0550.6城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(%)36.236.335.736.537.936.335.836.737.737.1農村居民家庭恩格爾系數(%)39.340.441.141.043.743.143.045.547.245.6注：1.城鄉(xiāng)居民收支數據來源于城鎮(zhèn)住戶抽樣調查資料和農村住戶抽樣調查資料。2.從2002年