农业劳动力资源

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农业劳动力资源范文第1篇

关键词：乌江流域；经济发展；水资源；基尼系数；生产效率

一、引言

水是人类赖以生存的最基础自然资源，同时也是人类具有战略性的经济资源，贵州乌江流域水资源对流经的40个县级行政区的经济发展起到重要的作用，因此对地区经济发展与水资源的匹配分析具有重要意义。贵州省是以农业为主，衡量经济发展的指标主要包括地区的耕地资源、农业劳动力资源以及地区GDP值。因此地区GDP值、耕地资源、劳动力资源与水资源存在不匹配状况，这直接影响地区经济发展。如何实现贵州省乌江流域40个县级行政区GDP、耕地资源以及农业劳动力资源与水资源高度匹配是关系到地区经济发展水平，也是本文所分析的问题。对于水资源问题的研究，许多学者从不同角度开展了大量的研究工作。但大多数集中在水资源承载力、合理配置、可持续利用等方面，比如周维博（2002）对河西走廊灌溉农业发展的水资源承载能力分析。对于资源匹配状况的分析，主要集中在农业水土资源匹配的研究，张军连等（2004）指出我国西部水土资源利用的根本问题不是资源匮乏，而是土地资源和水资源利用结构不合理、时空分布不均和利用效率低等原因造成匹配不当，并提出了实现西部水土资源合理匹配主要模式和政策措施；马慧敏等（2014）基于基尼系数的山西省水资源空间匹配度分析，结果表明：山西省水资源的空间匹配度整体较好，3个评价指标分别达到了高度平均、相对平均和比较合理状态，但存在个别地区间差异明显的情况。通过对差异原因进行分析，提出对山西省水资源分布不合理的地区采取适当的调水措施，并针对总体缺水状况采取有效的节水措施；池营营等（2011）对中国水资源分配的基尼系数分析；姜秋香、付强、王子龙等（2011）针对三江平原水土资源空间匹配程度差、区域差异明显的特点，兼顾水土资源的优化配置，以此提高三江平原水土资源匹配程度。

贵州省乌江是贵州最大的河流，对流经40个县的经济发展起到至关重要的作用，因此贵州省乌江流域水资源能否在40个县级行政区与GDP、耕地资源以及农业劳动力资源匹配状况如何，直接影响到区域经济发展、区域经济结构的调整的相关政策制定。本文通过运用基尼系数相似方法来构建区域基尼系数，对贵州省乌江流域40个县级行政区水资源、耕地资源、农业劳动力资源以及区域生产总值彼此之间的匹配进行分析，从而能够得到实现区域经济发展与水资源匹配的相关政策具有重要作用。

二、基尼系数的计算方法

（一）计算方法

基尼系数通常情况是用来反映居民收入的差异程度，按照人口收入水平分级构建基尼系数，基于基尼系数的相关特点，运用相似的方法来计算区域生产总值与农业生产要素中的水资源、耕地面积与水资源、农业劳动力资源与水资源之间匹配的基尼系数。

1. 计算各县级行政区要素匹配水平分级指标，即单位水资源所带来的GDP、单位水资源所需要服务的耕地面积、单位水资源所需要服务的劳动力量、单位耕地面积所需要服务的劳动力量，其相对值即为要素匹配水平分级指标，按照该相对值对各县级行政区进行升序排列。

2. 分别计算出40个县级行政区四种指标占贵州省乌江流域40个县级行政区对应的比例，即各县级行政区GDP、水资源量、耕地面积、农业劳动力量的比例。

3. 按照升序排序，依次计算出各种资源占各区域累计比例总和。

根据基尼系数的内涵，若基尼系数为零，那么收入分配完全平等；若基尼系数为1则表示收入分配绝对不平等。基尼系数可在0和1之间取任何值。基尼曲线弯曲度越小，基尼系数越小，则收入分配越趋向平等，反之，基尼曲线弯曲度越大，基尼系数越大，则收入分配越趋向不平等。对于各要素之间的匹配状况与基尼曲线相似，若基尼系数越大，表明两种要素匹配程度越差，反之，若基尼系数越小，表明两种要素之间匹配程度越好。

基尼系数的计算方法主要有几何法、基尼平均差法、协方差法及矩阵法、梯形面积法，这几种方法各有优缺点。根据数据的全面性，本文采用几何法求取基尼系数，按照两要素的累计百分比值，建立洛伦茨曲线函数。

本文采取联合国对基尼系数划分标准进行划分：若基尼系数小于0.2，则表示两种资源处于高度匹配或者绝对匹配状态；若基尼系数介于0.2～0.3之间，则表示两种资源处于相对匹配状态；若基尼系数介于0.3～0.4之间，则表示两种资源处于比较匹配状态；若基尼系数介于0.4～0.5之间，则表示两种资源处于相对不匹配状态；若基尼系数大于0.5，那么两种资源处于高度不匹配状态。

（二）数据来源

本文研究所拟用的地区GDP值、耕地面积、农业劳动力资源数据来自40个县级地区的国民经济与社会发展的统计公报；水资源数据来自各地区的水资源公报。

三、基尼系数的计算及结果分析

（一）基尼系数的计算

根据相关统计数据以及构建区域基尼系数的方法分别绘制洛伦茨曲线（如图1～4），运用几何方法构建洛伦茨曲线函数模型，并计算出相关基尼系数。

根据函数模型及相关数据，按照几何方法中积分法分别计算出水资源与GDP的基尼系数G1=0.4582，水资源与耕地面积基尼系数为G2=0.43184；水资源与农业劳动力资源的基尼系数为G3=0.4408；耕地面积与农业劳动力资源的基尼系数为G4=0.2246。

（二）结果分析

在分析贵州省乌江流域水资源、耕地资源以及农业劳动力资源之间的匹配状况之前，依据基尼系数的内涵和计算方法，研究水资源在地区生产总值中的分配是否合理。

1. 水资源与地区生产总值的匹配情况

根据洛伦茨曲线的内涵可知该曲线（图1）反映了水资源分配的均衡程度，若弯曲度越大，说明水资源分配越不平均。计算结果表明，2014年贵州省乌江流域40个县级行政区水资源与GDP匹配的基尼系数是0.4582，表明两种资源处于相对不匹配状态。

2. 水资源与耕地面积的匹配情况

根据几何方法对上述（图2）计算出贵州省乌江流域40个县级行政区水资源与耕地面积的基尼系数为0.43184，处于国际划分基尼系数值0.4～0.5之间，说明贵州省乌江流域40个县级行政区的水资源与耕地面积处于相对不匹配状态，经研究数据表明威宁县在40个县级行政区水资源所占1.4%的水资源量服务10%的耕地面积，大方县在40个县级行政区水资源所占1.8%的水资源量服务4.86%的耕地面积。

3. 水资源与农业劳动力资源的匹配状况

根据（图3）计算结果，贵州省乌江流域40个县级行政区水资源与农业劳动力资源的基尼系数为0.4408，按照区域基尼系数的划分，该值介于0.4～0.5之间，说明水资源与农业劳动力资源处于相对不匹配状态，经研究数据表明黔西县水资源占12.68%服务3.66%的农业劳动力资源，然而威宁县占1.39%的水资源的量服务6.7%的农业劳动力数量，二者相差悬殊太大。这说明受地理位置和水资源分布的因素影响，因为黔西县水资源分布较为旺盛。

4. 耕地面积与农业劳动力资源匹配状况

根据（图4）计算结果，贵州省乌江流域40个县级行政区耕地面积与农业劳动力资源的基尼系数为0.2246，按照区域基尼系数的划分，该值介于0.2～0.3之间，说明40个县级行政区的耕地面积与农业力资源处于相对匹配状态，但经研究数据表明德江县耕地面积只占0.68%服务2.37%农业劳动力数量，这与其他县级行政区相差较为悬殊。

四、结论

通过以上对贵州省乌江流域40个县级行政区的GDP、水资源、耕地面积及农业劳动力资源之间匹配状况分析，贵州省乌江流域40个县级行政区耕地资源与农业劳动力资源基尼系数为0.2246，表明耕地资源与农业劳动力资源匹配处于相对匹配状态。随着农业机械化转变速度越来越快，农业生产效率逐步提高，农业生产所需的农业劳动力日益减少，这有利于农村农业劳动力转移。可得出下列结论。

1. 从以上数据可知水资源与GDP的基尼系数为0.4582，表明贵州省乌江流域40个县级行政区的经济发展水平与水资源量之间匹配处于相对不匹配状态，也就是说区域生产总值所耗水资源的同时水资源只带来了很小比例的GDP。这说明经济发展与水资源利用严重脱节，因此贵州省乌江流域40个县级行政区水资源利用率提升具有很大空间，通过运用技术、经济管理等方面的举措入手，做到计划用水、科学灌溉，真正实现灌溉用水的总量控制和水资源利用管理，逐步实现地区经济发展与水资源利用率之间相对匹配，实现最终绝对匹配状态。

2. 贵州省乌江流域40个县级行政区水资源与耕地资源的基尼系数高于0.43184，说明水资源与耕地资源匹配处于相对不匹配状态，水资源与农业劳动力资源基尼系数为0.4408介于0.4～0.5之间，表明水资源与农业劳动力资源匹配处于相对不匹配状态。贵州省是以农业为主，根据区域水资源状况，调整农业结构，逐步建立水资源与农业种植业处于匹配状态。同时，及时调整水资源供给管理，最终实现水资源与农业劳动力数量出去绝对匹配状态。

参考文献：

[1]周维博.河西走廊灌溉农业发展的水资源承载能力分析[J].自然资源学报，2002（05）.

[2]张军连，周灵霞，谢俊奇，等.我国西部地区水土资源匹配模式与政策研究[J].中国生态农业报，2004（02）.

[3]马慧敏，武鹏林.基于基尼系数的山西省水资源空间匹配度分析[J].人民黄河，2014 （11）.

[4]池营营，杨伟.中国水资源分配的基尼系数分析[J].陕西水利，2011（02）.

[5]姜秋香，付强，工子龙，等.三江平原水土资源空间匹配格局[J].自然资源学报，2011（02）.

农业劳动力资源范文第2篇

关键词：农业劳动力；老龄化

中图分类号：F241 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）11-0-02

一、长沙县农业劳动力老龄化现况

研究中的农业劳动力是指参与了农业生产的所有或者主要环节的劳动力，包括兼业但在主要农忙时节回家完成农业生产的农民，并非一年内从业时间最长的行业是农业的劳动力。

（一）农业劳动力结构分布

随着长沙县城镇化进程的加快，农业劳动力的大量涌入城市或者转向了非农领域，农业劳动力出现了一定程度上的短缺，所调查的76个农户中专门从事农业生产的非兼业农民却几乎没有，绝大部分劳动力都在外务工。有时候农忙的时候甚至某些兼业的农民不回家参与农活，而是家里雇请本地区的一些留守的老龄农业劳动力来维持基本的农业生产。

通过对样本中的120位农业劳动力的年龄、性别、受教育程度等方面的统计分析，发现我们所调查的这部分农业劳动力处于失衡状态。

1.样本的年龄结构分布

根据文献，我们了解到国际上通常认为当一个国家或地区60岁以上老年人口占人口总数的10%或65岁以上人口占人口总数的7%，即表明这个国家或地区处于老龄化社会，我们调查的长沙县2012年部分农业劳动力中60岁以上的人口占了13.33%，而65岁以上的高龄农业劳动力占了总农业劳动力的5%，这足以说明该地区农业劳动力已经是处于老龄化边沿。

2.样本的性别分布

120个样本的数据显示，其中有64人是男劳动力，56人为女劳动力，从性别分布来看，男女的分布比例比较平衡，但是却能发现这中男女的平衡所表现出来的是一种不良的现象，那就是农村的女劳动力在一定程度上成了生产的主力军，而且从访谈的反馈来看，有超过50%的受访者表示参与了家中农业生产全程的是家中的主妇，男性作为家中的主要经济来源一般都是在外务工，成为兼业农民甚至专职工人。

3.样本的受教育水平分布

样本中体现的农业劳动力文化程度绝大部分是初中毕业，只有一个高龄男劳动力没有接受过教育的情况存在，但是受教育水平普遍偏低，而且家中受教育稍微高点的都离开了农业生产部门。具体的受教育程度情况如下表所示。

（二）农业劳动力老龄化现状分析

经过对样本的统计推测，长沙县所反映出的是整个劳动力老龄化边缘状态，由上面分析出的样本的年龄分布看，随着年龄的上升，农业劳动力比重逐步增大，受访的76个农户中，样本年龄大于45岁的农业劳动力占调查样本总体的54.16%，大于50的占50%，大于55岁的占29.167%，大于60岁的占13.33%，大于65岁的占5%，从这些数据与国际标准对比可以看出农业劳动力老龄化的趋势将越来越明显。从兼业化的角度看，有79.17%的人属于兼业的农业劳动力，而且完全从事农业生产的纯农业劳动力基本上都是50岁以上，这也从另一方面说明了农业劳动力老龄化的严重程度。从图一中能看出随着时间的推移，农业劳动力的年龄结构不平衡问题将越来越严重，不仅是表现在人数上的增加，更是表现在老龄农业劳动力在整个农业劳动力比重部分的快速增长。

另一方面，农业劳动力的老龄化与女性化并存，并且加重了农业劳动力受教育水平低。我们在走访调研中能够看到，在家中从事农业生产的主要是留守家中的妇女，而且妇女处于农业生产主力军的地位。从受教育程度看，75%的农业劳动力都是初中及以下水平，而且调查对象中接受过高等教育的人都已经成为城市的一员，没有进入城市的也没有参加过多少农业生产，缺少农业生产的基本技能与经验。

二、样本农业劳动力老龄化对耕地产出的影响

农业生产的三个基本生产要素是土地、资金、与劳动力，我们的分析也主要是从老龄化对这三个要素的影响去分析。农业劳动力老龄化在我们的调查与访谈中所得到的不仅仅是一些消极影响，还有一些有利于农业现代化发展的积极作用。

（一）正面影响

1.促进土地流转，提高土地利用效率

76个受访人中有45个表示希望自己的子女以后在外打工不会回来务农，甚至有一大半人认为对于子女今后从事农业不能接受，而面对这一农业后继无人的问题绝大部分农户在访谈过程中明确表示与其放下手中的工具造成农用土地抛荒的困境还不如利用现行良好的政策将自己家的农地投入市场，参与土地流转，从问卷回收的情况看，有41.33%的农户表示如果子女以后不再在家进行农业生产，家里的土地也会找到适合的农业大户转让出去。

而土地参与流转的程度越高，就能促进以人力投入为主的农业生产模式向以土地密集型和科技带动型的新型农业生产转变，提高农业生产的规模和效率，特别是对土地资源的利用效率。当更多的土地参与流转，就能将大片的土地集中起来连片进行整改，把丘陵地区不适合大型农业机械生产的土地变成可以使用大型农械的“标准”田，这对于提高土地利用与产出效率、发展规模农业是意义非凡的。

2.对于土地的保养也有积极的影响

当土地没有参与流转而得到整改时，农户的田地每年是只种水稻且从不轮换种植，而且最重要的是每年大量化肥的使用使得农田土地板结情况加重。而当土地得以流转后，大户农户可以运用大型机械和先进的农业机械设备来将各农户家的绿色有机肥收集起来洒向农田，从而减少化肥的使用，通过大型耕作机械的使用也能有效的提高土地的质量，缓解土地板结的不利影响。而农田使用有机肥的做法也能够有效的解决农村禽畜粪便污染问题，改善农村生态环境。

3.新生代农民接班，提高农民整体的受教育程度

农业劳动力老龄化对与农村劳动力的影响主要是体现在参与农业生产的人数的减少上，而作为农业生产三大要素的劳动力是农业生产的决定性要素。农业劳动力老龄化带来影响除此之外也不可忽视新生代农民的诞生。当作为农业生产的主力军步入老龄队伍时，作为接班人的新生代农民就会成为农户家中掌握农业生产的决策者与主力军。新生代农民的最大特点就是所受的教育程度是要比老龄农户高。

由上表可以看出来，新生代农民所受教育程度要高于老一辈农民。这也从劳动力方面改善了农村农业劳动力的质量，使得农村的劳动力结构发生了改变，而这种改变是促进农业生产的。新的思想和对现代科学技术的接收程度能够从劳动力方面提高农村机械化水平，促进农村现代化进程。

4.生产性的资金投入增加，促进农业现代化进程

农业劳动力的老龄化在资金要素上的影响主要体现在耕地生产性投入的增加。首先，外来资金的流入指的是在政策允许的条件下，非农产业的资金流入到农业生产中作为农业生产的一大要素参与新农村建设。特别是在农业劳动力老龄化的情况下，老龄劳动力在经济实力方面失去了地位，兼业农民对农户的收入起着决定性的作用，农户收入的增加使得农业生产性支出的投入也随之增加，也使得外来资金的投入成为可能，当现代农业产业开始在农村发展时，非农产业的资金就开始有机会进入到农业产业中参与发展农业生产，其主要表现在外来资金的流入给农业生产的规模化、机械化、科技化、集约化等农业的现代化提供了经济支持。农民的土地及其他财产有了资金的支持就能开展一系列新型农业生产，原本因为资金问题而无法去实施的一些生产计划也有机会得以实施，能有效的促进农业现代化进程与水平。

（二）负面影响

1.劳动力供给不足，农业生产方式不合理

在所调查的长沙县村，由于高龄农业劳动力体能和技能的制约，土地产出有限，而且由于年轻农村人口进入其他产业离开农业生产，造成了参与农业生产的劳动力主体总量的减少，其直接结果是造成农业生产陷入劳动力供给不足，农业生产方式粗放。

劳动力供给不足，农业经营粗放化，不利于农业的可持续发展。农业劳动力老龄化对“抛荒”现象的抑制和维持粮食产量的稳定，都只能是在一定的地理范围、一定的时间内。在农业机械化程度较低、土地较为分散的丘陵地带或山区，依然存在着大量的“抛荒”现象。农业劳动力老龄化不能掩盖农业劳动力不足的事实，再加上与之相随的女性化、文化水平低、创新能力低等特点，在一定时期内将成为制约我国农业可持续发展的阻力。

2.粮食产量下降

老龄劳动力致使单户农户的农业生产的单一化、粗放化经营降低了农业耕地的利用率，从长远来看会导致粮食产量的下降。老年人由于体力有限，大多只维持基本的农业生产，对于套种、复种等辅生产无暇顾及。本来可一年两熟的耕地，由于年轻人的外出，老年人大多只耕种一季稻谷，无形中浪费了温度、热度等自然资源。这些都间接地减少了某些农作物的耕种面积，导致其产量降低，最终会影响到国家粮食安全及社会稳定。

综上所述，劳动力的老龄化、女性化在一定程度上反映了农业生产在农户家庭中的地位的下降。而从农业经营活动的承担者由中青年男性变为大部分都是由家庭中较为弱势的老人或妇女的现象可以看出，农民对农业重视度的下降，农业收入在农户家庭收入来源中所占比例逐渐降低。更重要的是，农业老龄化所暗含的农业危机——后继无人，农村的年轻人不愿意也不会对耕地产生感情，所以就不会想方设法去提高耕地的产出，严重影响了耕地的产出效率。

三、建议

（一）加大农业扶持，留住农业劳动力

随着城镇化、工业化进程中非农产业与农业收入差距的增大，农村劳动力中的青壮年劳动力大量转移到非农产业，新一代农民逃离农村的弃农现象很是普遍。农民弃农从工，对农业缺乏积极性，其根本原因还是农业比较效益低。

解决农业劳动力老龄化引起的农业后顾之忧问题，其核心还是解决人的问题，保证有足够的劳动力服务于农业生产，这样才能维持农业的可持续发展。留住农业劳动力是要提高农业收入，政府需要加大强农惠农政策扶持力度，扶持内容涉及粮食生产奖励、良种补贴、新技术应用补贴、农机补贴、大户种植补贴等，来提高农民在生产环节的收入，并带动相关产业的发展，增加农民在农村的就业机会，有了各种增收的途径，农民即便每年比在外务工少收入点，他也愿意留在农村。当农村有足够的农业劳动力，农业生产就能得到保障，农村的各项建设就有人来操作，最关键的是保住农业生产，保证了粮食安全，维护了社会稳定。

（二）全力推进农业规模化、现代化、产业化

农业生产规模化的产业基地，是提高农业产出效率增加农业产业收入的先进平台。长沙县作为农业大县，独特的丘陵地貌导致土地的分散，各自为政的单户生产造成各种生产要素的极大浪费。结合农业劳动力老龄化的现状与契机，需要充分发挥区位特点和资源优势，政府积极引导农业产业结构调整与升级，着力促进特色农产品基地建设，推动土地流转、促进农业机械化，同时需要因地制宜推进农业区域化布局、专业化生产、集约化经营，将劳动力、土地、资金等生产要素集中统筹，合理配置，尽快形成片区规模农业，加速形成粮油、水果、蔬菜、茶叶、牲畜等优势农产品产业。

（三）加强农村城镇化进程，缩小城乡差距

要留住农业劳动力，需要增加农民的收入，需要加快农村城镇化建设与新农村建设，大力发展中心镇，加强交通连接以缩短与城市空间距离。继续推进一镇一特色的发展思路，形成各个地区的特色和支柱产业，大力推进生态观光与休闲农业旅游发展，使得农村能够在不破坏生态人居环境的前提下为农民增收，拉近城乡距离。另一方面加大政府简政放权，给乡镇更多的自主选择，以促进本区域的资源整合和生产要素集聚，提高乡村经济活力，增加农民收入这样农村得到发展，农民的收入才能增加，城乡收入差距缩小，才能从根本上留住人，才能解决农业劳动力老龄化所带来的问题。

四、结语

农业劳动力老龄化是全社会人口老龄化背景下被忽视的课题，农业劳动力老龄化不利于我国农业的长期可持续发展。因此，积极采取措施，改善该地区农业劳动力结构，是维护农业、农村社会发展的当务之急。基于我们的入户调查实情，我们认为，虽然技术、资金等要素一定程度上缓解了农业劳动力老龄化带来的一些消极影响，但是在农业生产中人的作用永远不可能被替代。我们需要采取措施引导新生代农民回归土地，为农村的可持续发展提供劳动力，维持农村的人气才有农村的发展。

参考文献：

农业劳动力资源范文第3篇

农业劳动力转移对我国农民收入增长的影响主要表现在两个方面:一是转移劳动力获得的较高收入,提高了农村劳动力的平均收入水平,直接推动了农民收入的增长;二是农业劳动力的转移,降低了农业劳动力总量的增长速度,甚至直接减少了农业劳动力的总量,提高了农业劳动生产率,间接地推动了农民收入的增长。

(一)农业劳动力转移在农民收入增长中的重要地位

农民收入按收入来源的性质分,可分成生产性收入和非生产性纯收入。生产性收入进一步又可划分成第一产业收入和二、三产业收入(通常所说的非农业收入),第一产业收入是指农民在第一产业从事生产经营活动获得的收入;非农业收入是指农民在二、三产业从事生产经营活动所获得的收入,是农业转移劳动力所获收入的直接体现。

1•非农业收入已占农民收入的四成

农村经济体制改革之初,由于我国经济长期实行城乡分割的“二元经济”发展战略,农村劳动力被牢牢地束缚在农业生产之上,因此,农民收入的来源结构几乎是单一的第一产业收入。1978年,农民人均纯收入仅有133•6元,其中:生产性纯收入122•9元,占农民纯收入的92%。第一产业纯收入为113•5元,占农民人均纯收入的比重达到93%,非农业纯收入仅有9•4元,所占比重仅为7%。农村经济体制改革以后,农业劳动力开始不断向非农产业转移,以获取单位劳动报酬相对较高的非农业收入,使农民收入的来源渠道日渐丰富,农民收入的来源结构发生了巨大变化。1992年,农民人均纯收入784元,其中,非农业纯收入202•2元,占农民人均纯收入的比重达到了25•8%。非农业纯收入占农民纯收入的比重第一次超过1/4,开始在农民的收入构成中占有重要地位,由此开始,农民收入来源结构的变化开始加速,农民从农业中获得的纯收入稳中有降,从非农业获得的收入逐年大幅度增加,占纯收入的比重也逐年上升。1997年,非农业纯收入占农民人均纯收入的比重超过了1/3,达到34•4%。1999年,这一比重进一步提高到了40•7%,非农业纯收入占农民人均纯收入的比重超过了四成,成为农民收入来源构成中的重要一级。但是,非农业收入在农民收入中的地位,不同区域间存在着巨大的差异,1999年,非农业纯收入占农民人均纯收入的比重,东部地区为50%,中部地区为27•6%,西部地区为32•9%,中西部地区分别比东部地区低22•4和17•1个百分点;非农业纯收入占生产性纯收入的比重,东部地区为53•1%,中部地区为34•4%,西部地区为35•1%。这说明,东部地区与中西部地区间农民收入的来源结构存在巨大差异,东部地区非农业收入在农民收入中的地位已经超过农业,而中西部地区将近2/3收入的来源依然靠第一产业。

2•非农业收入对农民收入增长的直接贡献达到42•5%

农村经济体制改革以来,我国农民人均纯收入迅速增长,由1978年的134元提高到1999年的2210元,平均每年增加100•2元,以年均14•3%的速度增长。农民的非农业纯收入由1978年的9•4元提高到1999年的898•6元,平均每年增加42•6元,以年均24•3%的速度增长,比农民人均纯收入的增长速度快10个百分点。非农业纯收入增长对农民收入增长的直接贡献率达到42•5%,1978年的直接贡献率仅有16•8%,而1999年达到了199•5%,非农业纯收入已成为农民人均纯收入增长的主要动力。

3•大幅度提高了农业劳动生产率

农业劳动力转移,减少了农村新增劳动力在农业就业的数量,甚至绝对减少了在农业就业的劳动力数量,从而促进了农业劳动生产率的提高。改革开放以来,我国农业劳动生产率大幅度提高,1999年,平均每个农业劳动力生产的粮食已达到1545公斤,肉类145公斤,而在1978年,平均每个农业劳动力年生产粮食的数量仅为1071公斤,肉类的数量为30公斤。人均生产粮食的数量提高了近45%,人均生产肉类的数量是1978年的4•8倍。

(二)农业劳动力转移减缓是近年农民收入增长缓慢的重要原因

1997年以来,农民收入增长缓慢,增长幅度持续走低,1997年实际增长4•6%、1998年4•3%、1999年3•8%;农业劳动力转移的速度也出现了持续下降的趋势,1997年农业劳动力转移的速度为1•1%,1998年下降为0•6%,1999年进一步下降为0•4%。由于农业劳动力转移速度放慢,对农民收入的增长产生了两方面的不利影响:

1•非农业收入增幅下降

进入90年代,在三年“治理整顿”结束以后,农民的非农业收入快速增长,1992—1996年间,平均以年均31•4%的速度增长,年均增加92•4元。而从1997年以来,农民非农业收入的增长幅度大幅回落,1996年增长28•5%,1997年降到15•9%,降低了12•6个百分点,1999年进一步降到12%,1997—1999年间,非农业收入平均每年增加92•6元,基本维持上一阶段的水平。

2•农业劳动生产率的提高出现停滞

1996年,平均每个农业劳动力生产的粮食为1564公斤,比90年代初期提高了16•8%,人均生产肉类148公斤,比90年代初期提高了97%,提高了近一倍。1999年,平均每个农业劳动力生产的粮食为1545公斤,比1996年还略有下降,生产的肉类为145公斤,也比1996年有所下降。农业劳动生产率的下降,加上近年农产品价格持续走低的影响,使得农民从农业中获得的收入增长缓慢,甚至出现下降的情况,对农民收入的增长形成了极大制约。因此,笔者认为,由于农业劳动力转移速度放慢,造成已成为农民收入重要组成部分的非农业收入增长速度放慢,制约了农业劳动生产率的提高,也是近年农民收入增长缓慢的重要原因。

二、农业劳动力转移进入新阶段

农业劳动力转移有其自身的规律,随着经济的发展,农业就业劳动力的数量和农业劳动力转移的速度表现出阶段性的变化:

第一阶段:农业就业劳动力总量和占全社会就业劳动力的份额都增加。一般出现在经济发展初期,此时非农产业发展水平非常低,农村劳动力转移的规模小于由于农村人口增加而增加的农村劳动力规模。

第二阶段:农业就业劳动力所占份额下降,但总量仍然增加。一般发生在经济发展初期的末段和经济发展中期的开始阶段,此时工业化进程已开始起步,农村劳动力转移步伐加快,转移规模扩大,从而导致农业就业劳动力的份额下降。但是,由于农村人口基数仍然较大,人口自然增长所生成的劳动力依然多于转移出去的劳动力,与第一阶段不同的是农业就业劳动力总量增加的速度大大放缓。

第三阶段:农业就业劳动力所占份额和总量都减少。一般在经济发展中期的中段开始出现,与工业化的大规模推进相对应,农业劳动力以较大的规模和速度转移,从而引发了农业就业劳动力所占份额和总量的同时减少。农业就业劳动力总量由绝对增加变为绝对减少的点称为“转向点”。“转向点”出现在第三阶段的工业化大规模推进的时候,“转向点”出现以前,随着工业化的大规模推进,农业劳动力快速向非农产业转移,当“转向点”出现以后,农业劳动力转移的速度曲线显现为倒“U”形,即起初的速度微缓,继而加快,达到最大速度后又开始减缓。

农村经济体制改革以来,我国农业劳动力以不可逆转之势大规模转移。1978—1999年,累计向非农产业转移农业劳动力1•18亿人,平均每年转移562万人,转移劳动力的总量由0•22亿人增加到1•4亿人,平均每年增长9•3%,农村劳动力的非农化率由7•1%提高到29•8%,提高了22•7个百分点。在这期间,我国农业劳动力转移经历了1984—1988年、1992—1996年的两个“期”和1989—1991年、1997年至今的两个“低潮期”。1984—1988年间,累计转移农业劳动力5566万人,平均每年转移1113万人,转移劳动力的总量平均每年增长23•11%,农村劳动力非农化率由8•8%迅速提高到21•5%,提高了12•7个百分点。1992—1996年间,累计转移农业劳动力4122万,平均每年824万,转移劳动力的总量平均每年增长7•9%,农村劳动力非农化率由20•7%又迅速提高到28•8%,提高了8•1个百分点。两个转移“”的十年间,累计转移农业劳动力近9700万,1978年以来80%以上的农业劳动力是在这十年实现的。

1989—1991年的第一个“低潮期”,累计转移农业劳动力296万人,平均每年增加99万人,转移劳动力总量平均每年仅增长1•1%,农村劳动力非农化率出现了下降的局面,由21•5%下降到20•7%,下降0•8个百分点。1997年以来的第二个“低潮期”,累计转移农业劳动力957万人,平均每年319万人,转移劳动力的总量平均每年增长2•4%,农村劳动力非农化率由28•8%提高到29•8%,仅提高1个百分点。从我国农业就业劳动力的数量看,1992年,农业就业劳动力4•38亿人,比1991年同期减少0•07亿人,农业就业劳动力总量出现绝对减少,“转向点”出现,然后连续多年下降,1997年以后,就业总量开始徘徊。从农业劳动力转移的速度看,1992年开始加快,1993年达到最高峰,然后连续几年保持较高的转移速度,但总体呈现出逐年下降的趋势,转移速度由1993年的最高峰2•8%,逐步下降到1996年的0•7%,1997年开始,农业劳动力转移的速度出现微缓态势,1997年1•1%、1998年为0•6%、1999年降到了0•4%。

我国农业劳动力转移第一个“低潮期”的出现,是在农业劳动力迅速转移的阶段,转移速度放慢主要是由于国民经济结构矛盾加剧,社会供求总量失衡,总供给不足,国家采取紧缩政策,压缩基建规模,控制乡镇企业贷款,关、停、并、转了一批经济效益差、浪费资源、污染环境的乡镇企业,农村非农产业发展进入低潮,从而导致农业劳动力转移的速度放慢。因此,可以说,第一个“低潮期”的出现,是农业劳动力快速转移过程中一个相对偶然的现象。农业劳动力转移第二个“低潮期”的出现,是在农业就业劳动力总量出现“转向点”以后。

1996年以来,我国经济体制基本完成从计划经济体制向市场经济体制的转变,经济运行的总体特征已从过去的总供给小于总需求,转变为了总需求小于总供给。农业生产上了新台阶,农产品供给实现了供需基本平衡,丰年有余的新局面,大部分工业产品出现过剩,农村非农产业发展出现徘徊,导致了农业劳动力转移速度放慢。因此,可以认为,第二个“低潮期”的出现是经济发展过程中的必然现象,是农业劳动力转移规律性的体现,说明我国农业劳动力转移已进入由速度微缓再到高速转移的新阶段。这意味着,在今后一段时期内,由于农业劳动力转移速度的减缓,将对农民收入增长形成制约,使农民收入进入缓慢增长的阶段。因此,在今后一段时期内要实现农民收入的持续稳定增长,加速“新阶段”农村劳动力转移的速度将是关键。

三、加速“新阶段”农业劳动力转移的机遇与挑战

农村经济体制改革以来,我国农业劳动力得以实现大规模转移,主要有三方面的原因:一是在农村实行的经济体制改革。改革赋予了农民独立商品生产者的地位,农民有了自由支配自己劳动时间的权利,使农民为了获得最大化的收入调整优化自己的劳动配置成为可能,为农业劳动力转移打下了基础;二是农业生产的发展。土地生产率和劳动生产率的提高,解决了长期困扰农民的吃饭问题,也产生了大量剩余劳动力,使农业劳动力转移成为可能;三是农村非农产业的迅速崛起。农村非农产业迅速崛起,创造了大量的非农就业机会,对农业劳动力的转移产生了强大的拉力,使农业劳动力转移得以实现。但是,与此同时,由于政策和体制等方面的原因,在我国农业劳动力大规模转移的进程中也存在着许多矛盾,如何解决好这些矛盾,将是加速“新阶段”农业劳动力转移的挑战与机遇。

(一)存在大量可转移农业劳动力农业劳动力的大规模转移,大幅度提高了农业劳动生产率,使我国农产品供求状况有了很大改善,农产品的供应基本实现供需平衡,丰年有余。这不仅意味着长期困扰我国农村经济发展的吃饭问题得到有效的解决,为农业劳动力的进一步转移打下了坚实基础,还意味着将有更多的从事农业的劳动力可以转移。在我国现有的4•7亿农村劳动力中,已实现转移的劳动力1•4亿,仍在农业中就业的劳动力达到3•3亿,据测算,至少还有1亿以上农业劳动力可以转移。

(二)劳动力要素市场发展滞后我国过去长期将城乡经济分割发展,人为地分割了劳动力要素市场,国家对就业的计划与管理只考虑了城市问题,对劳动力要素市场的组织与管理也只存在于城市,而对农村劳动力流动进行的严格限制,使农村劳动力要素市场发展长期处于了停滞状态。而改革开放以来,在农业劳动力的大规模转移过程中,农村劳动力要素市场并没有得到很好的发展。在已经实现转移的农业劳动力中,90%以上是靠自发转移实现的,亲友介绍、家庭成员带领、本村外出人员的示范、自行外出等外出方式各显其能。这种自发转移的模式所带来的“民工潮”问题、城市治安问题给人们留下的印象是深刻的,这无疑是加大了劳动力转移的成本。同时,由于农村劳动力盲目进入城市,给城市带来的严重社会治安问题,使城市重新筑起了农村劳动力进入的“门槛”,加大了转移劳动力进入城市的难度,减少了农村劳动力转移的机会。因此,建立有效的、全国统一的劳动要素市场,是“新阶段”加快农业劳动力转移速度的另一个机遇。

(三)“新阶段”农村非农产业发展面临新的挑战进入“新阶段”,我国农村非农产业发展已完成基本原始积累过程,再上新台阶将面临许多新的矛盾。第一,城乡工业发展“同构”的矛盾。农村非农产业主要是乡镇工业企业,乡镇工业企业在行业结构、产品结构上与城市工业基本一致。在近年我国工业产品供需基本实现平衡的情况下,这种“同构”给国民经济发展带来了严重的结构性矛盾,也制约了农村工业的进一步发展;第二,技术落后的矛盾。农村非农产业是在我国工业品严重短缺的情况下发展起来的,短缺经济造就技术发展,使农村非农产业发展升级,面临的技术进步矛盾突出;第三,东西部地区发展极不平衡的矛盾问题,中西部地区非农产业发展由于起步较晚,发展大大落后于东部地区,这种不平衡增加了社会发展的成本,不仅制约了东部地区农村非农产业的进一步发展,而且还对整个国民经济发展形成了制约;第四,乡镇企业分散布局的矛盾。在乡镇企业快速推进的时期,“五个轮子一起转”造成了这种分散布局的局面,由于布局分散造成生产成本的增加,削弱了乡镇企业在“新阶段”的竞争力,也不利于农村非农产业的产业结构升级。这些矛盾的存在,使现阶段农村非农产业发展相对不景气,限制了农村非农产业吸纳更多转移劳动力的能力。农村非农产业发展面临新的挑战,因此,解决“新阶段”农村非农产业发展所面临的矛盾,推动农村非农产业发展再上新台阶,将会进一步提高农村非农产业吸纳转移劳动力就业的能力,给农业劳动力转移创造更大的空间。

(四)城市化进程滞后于农业劳动力转移的速度我国农业劳动力转移的一个重要特点是“离土不离乡”,这一转移模式直接导致了农村城市化进程的滞后。农村实行经济体制改革以来,农业劳动力占全社会劳动力的份额下降了20个百分点,而城市人口的比重只上升了不到12个百分点,两者间相差8个百分点,这充分反映了我国城市化进程滞后的状况。这种局面的形成主要是由于农业劳动力转移的模式造成的,在我国转移的劳动力中,接近50%的是在本乡(镇)内就业,2/3左右在本县内就业。农村城市化进程滞后,造成农村第三产业没能随农村工业化的迅速推进而发展,使农村非农产业的产业结构升级缓慢,延缓了农业劳动力转移的步伐,同时,也使转移劳动力面临第二次转移的局面,即农村劳动力和人口由农村向城市转移,这将极大地增加经济和社会发展的成本。如果能够使农村城市化进程与农业劳动力转移同步,将会可以减少农村人口7500万人,按现有农村人口中劳动力的比例计算,可以多转移农业劳动力3800万人。

(五)中西部地区农村劳动力转移存在很大空间目前,全国农村劳动力非农化率平均为29•8%,其中东部地区为37•9%、中部地区为25•8%、西部地区为22•5%。中、西部地区农村劳动力非农化的水平均低于全国平均水平,分别低4个和7•3个百分点,分别低于东部地区12•1和15•4个百分点。分省来看,“东部十省”农村劳动力的非农化水平分别为:北京57•0%、天津51•9%、河北38•2%、辽宁31•5%、上海64•9%、江苏44•5%、浙江48•6%、福建35•8%、山东31•6%、广东42•5%,“西部开发十二省”分别为:内蒙15•4%、广西22•9%、重庆28•9%、四川28•0%、贵州17•4%、云南13•4%、9•0%、陕西23•9%、甘肃25•0%、青海16•9%、宁夏20•5%、新疆10•4%。东部非农化水平最高的上海市比西部最低的高出55•9个百分点,“西部开发十二省”中只有重庆、四川的非农化水平比较接近于全国平均水平,其他省(区)差距巨大。如果将中西部地区农村劳动力非农水平提高到目前全国的平均水平,中部地区可以再增加转移劳动力600万人,西部地区可再增加转移劳动力900万人。因此,促进中西部地区农村非农产业的发展,提高中西部地区农村劳动力非农化水平,将加速“新阶段”农业劳动力的转移。

四、以促进农民收入增长为核心加速农业劳动力转移

(一)完善劳动要素市场,使农业劳动力实现有序转移

首先,在思想上要充分认识农村劳动力转移的必要性。从我国经济发展的现实情况看,仅有农村产业结构的转换,而没有人口结构的转换,是不能实现农村现代化的,没有农村的现代化就不可能有我国的现代化。不仅如此,人口结构和产业结构的不协调所产生的特殊矛盾,还会成为我国现代化道路上的障碍。因此,要高度重视农村劳动力转移问题,并清醒地认识和估计到解决这一问题的难度。其次,不能把转移农业剩余劳动力,实现农村劳动力充分就业看作只是农民的事、农村的事,要把它纳入国民经济和社会发展的计划当中,把城市和农村劳动力就业作为一个整体来考虑,对我国劳动力资源进行统一的开发利用和管理,建立一个全国统一的劳动要素市场,由经济发展的规律来调度劳动力在市场中的合理流动。

(二)积极推动农村非农产业发展

第一,可以考虑农副产品加工业及部分城市工业的配套企业适当向农村扩散,城市工业向资金、技术密集的高新技术产业发展。这一方面可以解决城乡工业发展“同构”的问题,另一方面还可以使农副产品加工升值,促进农业产业化发展,提高农业生产的效益,解决长期困扰农业的增产不增收问题。第二,要加快东部地区农村工业的产业结构升级。推动东部地区利用已经形成的资金优势、人才优势,发展高技术产业,将部分劳动密集型产业向中西部转移,从而在全国形成中西部农村、东部农村与城市工业产业结构“梯度递进”的合理布局。第三,推动乡镇企业的技术进步。随着乡镇企业原始积累的基本完成,乡镇企业面临着发展升级,技术改造的重要性日益明显,然而,技术改造不等于就是一味追求资本密集型技术,而放弃劳动密集型技术。如果不重视劳动密集型技术,就等于放弃了乡镇企业在农村的劳动力资源的优势,也背离了乡镇企业吸纳更多农村剩余劳动力就业的历史使命。第四,开创西部地区农村非农产业发展的新局面。利用西部地区自然矿产资源丰富、劳动力价格便宜、市场潜力大等优势,结合国家“西部开发”战略,发展与“西部开发”战略要求相适应的农村非农产业。

农业劳动力资源范文第4篇

“零值边际劳动生产率”说。首先提出“边际劳动生产率为零或为负数的劳动力为剩余劳动力”这一概念的是美国着名(古典学派的)发展经济学家阿瑟·刘易斯。1954年刘易斯在英国《曼彻斯特学报》上发表了题为《劳动力无穷供给条件下的经济发展》的论文。在论文中,刘易斯指出发展中国家的经济发展可以视为一个空间分布上的非均衡过程。这一般发展中国家的经济结构而言,都存在一种“二元经济结构”,即以寻求利润为目的的城市现代产业为代表的资本主义部分和以农村传统的自给自足,仅以维持生计而非追逐利润为目的农业部分为代表的所谓非资本主义部分。此种二元经济结构的特征是,经济发展仰赖于现代资本主义部分的资本增殖和扩张,并有可能不断吸纳传统的非资本主义的农业部分的劳动力;而传统农业由于技术停滞,土地扩展的限制,非凡是农村人口增长迅速,资本性投进物少,故这一部分的劳动力极为丰裕,因而形成了“在那些相对于资本和自然资源来说人口如此众多,以致在这种(二元)经济的较大部分里,劳动的边际生产率很小或即是零,甚至为负数的国家里,劳动力的供给是无穷的。有些作者已经注重到农业部分中这种‘隐蔽’失业的存在,并说在所有情况下家庭拥有土地是如此的少,以致假如有些家庭成员找到其他工作,则剩下的成员仍可以耕种他们所拥有的土地。”(A.刘易斯,1989,3)A.刘易斯接着指出:“但是无论边际(劳动)生产率是不是零或很小,这对我们的分析并不重要。在这些经济里,劳动力的价格是仅够维持生活的最低工资。因此,只要按这种价格提供的劳动力超过需求,则劳动力的供给是无穷的。”(A.刘易斯,1989,4).刘易斯以为,城市现代产业部分的边际生产率高于农村传统农业部分,两个部分的劳动者工资存在很大差距,且城市产业部分由于不断扩展会创造更多的就业机会,在乡—城市之间劳动力可以自由活动(即无制度障碍)的条件下,便发生了传统农业的剩余劳动力向城市产业部分的转移,然而又由于传统农业劳动力近乎无穷供给的性质和城市产业部分存在失业,吸纳劳动力究竟有限,故现代产业部分劳动者的工资水平只能略高于农业部分劳动者维持生计的收进水平。“资本主义部分由于指剩余再投资于创造新资本而扩大,并吸收更多的人从维持生计部分到资本主义部分就业。剩余越来越多,资本形成也越来越大,而且这个过程要一直维持到剩余劳动力消失为止”(A.刘易斯,1989,12)。这便是在A.刘易斯“二元经济结构”理论框架内,边际生产率为零值甚至为负数的劳动力乃是剩余劳动力的经典定义。

对于西方学者的这一概念,我们的评价是:第一,他们对发展中国家存在二元经济结构的理论概括无疑是符合客观事实的,因而是正确的,也就是说二元经济结构是发展中国家农业剩余劳动力产生的基础。第二,“零值边际生产率”的剩余劳动力概念运用西方经济学的边际分析方法,从增量变化的动态角度描述发展中国家剩余劳动力及成因,对发展经济学的宏观结构分析提供了成功范例,这无疑是刘易斯等人的重要理论贡献。第三,然而A.刘易斯等人以零值边际劳动生产率定义农业剩余劳动力也存在缺陷,这主要是:其一,这一定义是以技术长期停滞,且其他生产要素(土地,资本等)不变的传统农业为条件的,但当代尽大多数发展中国家早已处于由传统农业向现代农业转型的不同阶段上,远非典型的传统模式,完全不考虑农业转型期农业技术进步和人力资本投进和贡献等因素,显然和事实不符。其二,采用零值边际生产率来界定是否存在农业剩余劳动力的一个致命缺陷是,它将农业和现代产业视为同质性产业,忽视了农业是一种广泛依靠外部自然条件(如生态环境,天气等)的风险性弱质产业。和产业生产的外部环境相对固定相比,农业生产不仅依靠土地、劳动力、资本投进的变化,更在很大程度上取决于自然条件的优劣和变化。举例来说,同等量的要素投进在灾难年份的产出不仅远低于风调雨顺年份的产出,而且可能会颗粒无收。故以灾难年份边际生产率下降为零或为负来判定农业中存在剩余劳动力是否有效是值得怀疑的。

“地—劳比率变动”说。针对A.刘易斯等人的“零值边际劳动率”定义和大多数发展中国家农业发展的事实不符的缺陷,中国学者郭熙保、宋林飞等人提出新的定义标准。郭熙保的判别标准是,“当一个国家(或地区)农业劳动者人均耕地面积长期呈下降趋向时,我们以为该国(或地区)存在农业剩余劳动(力)”。(郭熙保,1995)。对这个新定义,郭熙保在所做解释中夸大,按劳动力均匀耕地面积的变动和按区域人口均匀耕地变动是有区别的,即劳均耕地的下降不一定意味着人均耕地的下降。他指出这一新定义重在夸大劳均耕地变动的长期趋向而非短期波动,假如国家或地区劳均耕地面积几十年均呈下降之势,则农业剩余劳动力存在。其主要理由是:①在农业技术停滞的社会里,农业劳动力的增加导致农业劳动边际生产率下降,甚至降到零。在这种情况下,农业剩余劳动是肯定存在的,同时农业劳动者人均耕地面积是下降的;②在农业技术进步的社会里,农业劳动者增加可能不会降低劳动边际生产率,反而可进步劳动生产率和总产量,由于技术进步使土地生产率进步了。但是只要农业劳动力人数增加得比耕地面积更快,使劳动耕地面积下降,农业剩余劳动就仍然存在。(这是由于每个劳动者占有耕地面积的减少,一般说来,抑制了农业技术进步,尤其是机械技术进步,规模经营效率和劳动生产率增长潜力的充分发挥。)假若有一部分劳动者从土地上撤出,这些潜力将会充分发挥出来,使剩下的农业劳动者生产率更高,从而使农业生产更快地增长,而不是下降。③郭熙保以为,根据农业劳动者人数和耕地面积的长期时间序列资料可以比其他剩余劳动力定义更简便更轻易识别一国或一个地区是否存在农业剩余劳动(力)。(郭熙保,1995)

我们以为,郭熙保以经验观察为依据从地—劳变动的长期下降趋向来定义剩余劳动力这一点是有价值的,同时也和中国和其他很多发展中国家的经验事实相符。但他的定义也有值得商榷的地方,这就是:第一,若从农业边际劳动生产率变化这一基本点出发,劳均耕地面积下降只是剩余劳动力存在的必要条件而非充分条件,由于首先它平安排除了农业生产其他要素(如资本)以及技术进步、自然条件等内生变量,因而缺乏量化分析的基础,确定剩余劳动力存在及其数目多少有很大的随意性。非凡对于土地资源等自然禀赋条件差异极大的国家(如美国和中国、日本等),很难用同一的标准测定剩余劳动力的存在及其规模,郭先生在论证他的新定义的正确性时,还用美国、日本1880~1980年间地—劳比率上升的事例反证出美、日在农业发展中不存在剩余劳动力的结论,他指出美国农业劳动者人均耕地由1880年的11.68公顷,增加到1980年的105.58公顷,增加了8.13倍,同期日本劳均耕地由0.3公顷增加到0.78公顷,增加了1.6倍。(郭熙保,1995)。此外,韩国和我国台湾省1953-1988年劳均耕地分别由0.32公顷和0.53公顷,增加到0.62公顷和0.72公顷。于是他以为韩国和台湾省也不存在剩余劳动力。实在,郭先生忘记了无论是美国、日本还是韩国、台湾省之所以出现劳均耕地面积上升的长期趋向的这一段时间,恰恰正是这些国家或地区不断存在剩余劳动力,又不断转移这些剩余劳动力的过程。这怎么能说不存在剩余劳动力

呢?根据郭在《农业发展论》一书中表6-3(郭熙保,1995)提供的数据,韩国、台湾省农业就业劳动力1953年分别为5997000人和1647000人,到1988年分别降到3475000人和1238000人,分别减少252万和40万人之多,这些减少的劳动力不是“存在”的剩余劳动力又是什么?假如1988年以后农业劳动力继续减少,从而地—劳比率继续上升,也是不存在农业剩余劳动力的证据和理由么?由此可见 ,按照郭先生的新定义来断判农业剩余劳动力的存在和否,显然难以自圆其说的。

1982年宋林飞对江苏南通的农村劳动剩余新题目进行调研时,提出了测算农业剩余劳动力的公式:G=(A-F)/A,此公式中G为剩余,表示农业劳动力剩余度,A为农业总劳动力,F为农田耕作所需的劳动力,其中F=总耕地/x亩/劳动力,“x亩/劳动力”表示每个劳动力全年能耕作的土地面积。确定x涉及两个参数:(1)每亩需要的劳动日数(用D表示);(2)每个劳动力全年所能完成的劳动日数(用L表示)则X=L/D。宋先生用这一公式测得江苏南通县农业劳动力的剩余度为56.8。(宋林飞,1996)。宋林飞有关是否存农业剩余劳动力及其测定方法和前述郭熙保的基本思路是相同的,即以劳均耕地面积为标准来判定剩余劳动力的存在。所不同的是宋的测定方法是静态的而非动态的趋向,并且在每个劳动力负担耕地面积中加进了两个变数:单位劳动力耕种单位耕地的日时数和单位劳动力每年所能完成的工作日数。宋林飞的定义及测定方法充分考虑农业劳动时间存在季节差异,非常符合农业生产的实际。这和当代西方经济学界广泛采用的(农业)工时及工时的边际生产率的升降来确定剩余劳动力思想是一致的。从这方面讲宋的定义和丈量方法比郭的定义更进了一步,在量化分析上更具可操纵性。但是,我们以为宋林飞的剩余劳动力定义及丈量公式仍然未能充分考虑农业生产要素投进和农业技术进步等项变动因素对单位劳动力负担耕地的影响。此外,对单位劳动力年量高工时限度的设定没有充分考虑不同地区经济、社会和文化风俗习惯的巨大差异,非凡是不同区域因地势、天气、水土光热等资源条件的不同,单位耕地上投进的劳动工时差别更为巨大。再加之农业技术进步(如免耕法的推广,产业化育种等)以及资本性投进(农业机械、排灌设备的使用)都随时影响每个农业劳动力所能负担的耕地面积的变化。因此,宋的定义及其丈量模型,对某一点上,同质性小区域农业剩余劳动力的测定可能是有价值的,换言之,这一定义模型难以成为具有普遍经济学意义的概念。最后须要指出的是以地—劳比率为基础,郭和宋的剩余劳动力定义均将侧重点放在农业的种植业上,事实上除种植业外大农业的其他产业如林业、养殖业、畜牧业、渔业以及家庭副业中是否存在剩余劳动力是尽不能用每个农业劳动力所能负担的耕地面积及其变动来测定的,这也是郭熙保、宋林飞地—劳比率变动测定法的重大局限性之一。

国际标准比较法—H.钱纳里“发展模型”。1975年西方着名经济学家H.钱纳里构建了“世界发展模型”。H.钱纳里采用库茨涅茨统计回纳法对全世界101个国家1950-1970年的社会统计指标(含27个变量)进行回回分析,得出以人均国民生产总值(GNP)为因变量(Y),其他27个社会经济发展指标为自变量(X[,n])的回回模型——“世界发展模型”。根据这一回回模型,H.钱纳里划分了人均GNP小于100美元到大于1000美元等9个等级的“标准结构”量表。根据这一量表可以确定和不同等级相应的27种社会经济指标的标准数值。各个国家或地区便可将自身的实际和这一“标准结构”进行比较从而找出其发展的差距。从H.钱纳里的“标准结构”模型中,我们可以发现人均GNP=800美元这一等级下第一产业(该模型称之为低级产业)劳动力是总劳动力比例的30,当人均GNP=1000美元这一等级时,第一产业劳动力比例降到25.2(H.Chenney,M.Sycquin,1975,38)。宋林飞根据钱纳里“标准模型”对中国农业劳动力剩余率的测定为16,在用库茨涅茨系数对中国价格扭曲因素在钱氏模型高估作了修正后,计算出中国农业剩余劳动力剩余率(他称为不公道配置率)为13.8,(宋林飞,1996)。笔者按1995年中国的人均GNP等级为800美元左右,农业劳动力占总劳动力比例为52.2的实际数据,和钱氏标准模型相比较,并同样扣除价格扭曲因素,测得当年的剩余劳动力率为16.4。若按1995年全国总劳动力6.89亿为基准计算,当年农业剩余劳动总量为1.13亿,和90年代中期官方和国内经济学家估计中国农业剩余劳动力在1.3-1.5亿相比,用钱氏标准模型测得的这一数字显然存在低估的偏差。我们以为H.钱纳里模型为各国测定是否存农业剩余劳动力及其数目比例提供了一个标准,这是很有比较探究价值的模型,但是它的最大缺陷是忽略了各国千差万别的国情条件,除了各国社会经济指标通过回回构成了一种纯粹形式或马克斯·韦伯称之为“理想型”模式之外,更忽略各国文化和制度因素的影响,例如滞留于中国农村的农业劳动力主要是由于人为的城乡户籍制度壁垒而不是由于经济方面的原因不能活动和转移,这和世界尽大多数发展中国家的情形迥然相异。因此将适用大多数国家发展趋向和特征的模式来套中国农村和农业的情形,很难得出对中国测定农业剩余劳动力有用的结论。

二、中国农村剩余劳动力的新定义

根据中国农村现行经济体制下劳动力利用的经验事实,我们试对农村劳动力剩余及其相关概念重新定义如下:

1.农村劳动力:指户籍所在地为农村社区的人口中15-64周岁的男性和女性个人,但不包括其中的在校学生、服兵役职员,以及因身体原因不能劳动的人等。

2.农村剩余劳动力:专指中国农村中不充分就业的劳动力;所谓劳动力的不充分就业则是指每个单位农村劳动力每年有效工作时数(注:本模型中的工作时数指农村劳动力从事农业(含种植业,林、牧、副、渔业)和非农业(如产业、手产业、商贸、建筑、运输、教育、文化事业等等)的一切经济活动所耗费的有效时数(以小时为单位)。但是不包括经济活动以外的时间消耗,如煮饭、洗衣、就餐、娱乐、闲暇等活动的消耗时数。)低于公认的单位农村充分就业劳动力年度有效工作时数标准,即制度工时数的一种状态。

3.农业剩余劳动力:指从事农业(含种植业、养殖业、林、牧、渔业)的农村不充分就业劳动力。

通过上述三个概念的界定,我们实际上夸大它的两点重要含意:其一,农村和农业劳动力剩余的核心和实质是劳动力的利用不足,即就业不充分。其二,按照一个国际国内可以接受的标准,农村劳动力的有效工作时数的多少可以作为判定其是否为剩余劳动力以及对劳动力剩余的程度作出界定。为了说明不充分就业作为劳动力剩余的界定标准的公道性,我们拟对这一新定义的内涵和成立的条件作扼要说明。首先,我们以为用劳动时间或工作时间来计量劳动力就业充分和否是有其经济学基础的。早在19世纪中期, 政治经济学对资本主义本质的剖析——剩余价值理论就是以资本家对工人剩余劳动时间的无偿占有为基础的,事实上,劳动时间(而不是货币或其他计量单位)是马克思在《资本论》中进行理论分析的基本计量单位。马克思以为商品的价值量是由

生产该商品所耗费的一般劳动量来决定的,而劳动量是由劳动持续的时间来计算的,劳动时间则是用小时、日等作为计量单位。当代一些西方着名经济学家面对难以用货币单位计量的复杂经济新题目时也广泛采用时间(往往以小时为单位)作为定量分析单位。例如美国着名经济学家(1992年诺贝尔经济学奖得主)加里·贝克尔(Gary.S.Bec-ker)及合作者在构建人力资本积累模型中就避开了价格新题目,而将一个人的童年、成长期受教育的时间,和一生的工作时间甚至先天禀赋条件通通以时间为单位来计量人力资本的积累。反过来看,如前文所述古典经济学派以“零值边际劳动生产率”对农业剩余劳动力定义和测度之所以产生缺陷和引起争议,很大程度上系由农业生产函数中要素投进在质和量上的差异,以及农业生产环境条件的不确定性所致。其他几种有关农业剩余劳动力的定义及相应的测定方法,如“耕地—劳动力比率变动法”(见郭熙保,1995,166-167,以及宋林飞1996,105-106)、“国际标准比较法”(见Chennery、Msycquin,1975,38)等也出现和“零值边际劳动生产率”标准和方法相类似的新题目和争议。因此,本探究尝试以劳动时间为基本计量单位来定义及丈量中国农村和农业剩余劳动力应当是更公道的选择。

其次,也应当夸大采用工时作计量标准测定剩余劳动力必须有严格的条件限制,即存在必不可少的经济学的理论条件或假定,而这些条件或假定必须是通过经验实事验证为正确的。我们设定的几个经济学理论假定如下:

1.经济理性假定。农民(即农村劳动力)都是理性的经济人。在中国现行农村经济制度下,农民从事的一切经济活动的目的在于追求物质利益的最大化,避害趋利是农民的经济人本质。

2.工时有效性假定。在农村现行经济制度下,对土地拥有法定使用权以及对其他生产要素拥有支配权的农民对其劳动时间的支配和利用将是最充分和最有效的。农民不会在自己支配的劳动时间内偷懒。

3.有效工时的同质性假定。根据工时有效性假定,可以将以农村劳动力的有效工时为单位的劳动量视为无差别的、同质的劳动耗费并用以计算劳动力利用的有效程度。

4.劳动力资源自行公道配置假定。在中国农村现行经济制度下,农民具有自行配置劳动力资源并使劳动力利用效率最大化的倾向(注:所谓倾向是指农民所具有的公道配置自身劳动力资源并使其利用效率最大化的主观动机,不考虑其客观效果——作者注。)。因此,以寻求经济收益最大化为条件的劳动力充分就业是这一倾向的具体化。

保证这一剩余劳动力新定义成立的主要理论条件(或假定)是劳动者工时的有效性,即在当时当地既定的条件下,农村劳动力在和其他生产要素结合时,其劳动时间的利用达到最充分和最有效的程度。这一假定不成立的反面例证是,在另一种制度布置下,(如80年代以前的制度环境下),农村劳动力多数处于“出工不出力”、“三个人的活五个人干”式的“磨洋工”状态,即劳动力单位工时利用非充分和非最有效的状态。一旦“有效工时假定”不成立,我们用以测定农村劳动力剩余的定义及相关模型便会“失真”。因此,从一定意义上讲,以劳动力有效工时不足为主要内涵的不充分就业来定义农村剩余劳动力仅适用于自1978年以来经济转型时期的中国农村。

【参考文献】

①本模型中的工作时数指农村劳动力从事农业(含种植业,林、牧、副、渔业)和非农业(如产业、手产业、商贸、建筑、运输、教育、文化事业等等)的一切经济活动所耗费的有效时数(以小时为单位)。但是不包括经济活动以外的时间消耗,如煮饭、洗衣、就餐、娱乐、闲暇等活动的消耗时数。 ②所谓倾向是指农民所具有的公道配置自身劳动力资源并使其利用效率最大化的主观动机,不考虑其客观效果——作者注。

③阿瑟.刘易斯:《二元经济论》中译本,北京经济学院出版社,1989年版。

④郭熙保:《农业发展论》,武汉大学出版社,1995年版。

⑤宋林飞:《中国农村劳动力的转移和策略》,《社会学探究》1996年第2期。

⑥H.Chennery,M.Sycquin,PatternsofDevelopment,1950-1970,OxfordUniversitypress,1975.

⑦加里.贝尔克等(人力资本,生养率和经济增长》,《政治经济学杂志》98卷,1990年。

⑧罗伯特.卢卡斯:《论经济发展机制》,《货币经济学杂志》22卷1980年。

农业劳动力资源范文第5篇

关键词：农村剩余劳动力；农业资本存量；农业生产函数

【作者简介】糜韩杰，复旦大学社会发展与公共政策学院硕士研究生。上海：200433

1 引言

在2008 年2月25日《人民日报》的经济周刊上，劳动和社会保障部劳动科学研究所副所长莫荣在谈及中国劳动力成本仍然占优势时，把其归因于三个方面，其中一个方面是，他认为中国劳动力资源总体上非常丰富，农村剩余劳动力在1亿以上，可随时进入劳动力市场，这会提供一个长期的人力资源优势保障（白天亮，2008）。但是中国农村是否像莫荣副所长所说的有1亿多剩余劳动力呢？特别是在经历过近30 年的高速经济增长和人口计划生育政策之后的现在，会不会如蔡先生所说的，如今“坚持认为中国农村仍然有高比例、大规模的剩余劳动力的观点,已经成为缺乏经验证据的教条,且妨碍我们对劳动力市场形势做出正确的判断”（蔡，2007）。

本文通过修正目前学术界指出的农村剩余劳动力直接计算法的两处假设过严及估值偏低的不足，结合最优理论，从全社会农业生产支出成本最小的角度，推算出农村农业生产所需的合理劳动力，进而得出农村剩余劳动力人数，以此揭示中国农村剩余劳动力数量多寡的现状，以证明这种“教条”是否存在。

2 相关理论综述

2.1 农村剩余劳动力的定义

国内外理论界对农村剩余劳动力的定义归纳起来有以下四种:第一种是已被广泛接受的传统定义,即劳动边际生产率等于或接近于零,从农业部门转移出去而不会减少农业总产量的那部分农村劳动力。第二种定义是农业劳动力的供给量和社会需要量之差。本文所修正的直接计算法即是基于这种定义。第三种定义为边际收益低于非农业劳动力的农业劳动力。第四种定义为当一个国家(地区)农业劳动者人均耕地面积长期呈下降趋势时,就认为该国(或地区)存在农业剩余劳动力。

2.2 目前学术界对于测算中国农村剩余劳动力的方法

2.2.1 国际标准模型法

该方法由钱纳里和赛尔昆在《发展的型式：1950~1970》一书中提出,他们通过对许多国家有关数据进行回归分析,得到与不同人均国内生产总值相适应的各部门劳动力份额和各部门产值份额的“国际标准结构”,并用所研究的国家农业劳动力份额与该“国际标准结构”相比较,从而得出该国农业剩余劳动力较“准确”的估计值。但是，这种统计方法在计算过程中忽略了国与国之间的差别，太过粗略（江秀辉，李伟，2007）。

2.2.2 耕地劳动比例法

该方法是由胡鞍钢在《中国就业状况分析》一文中提出来的，通过估算一国农业生产中耕地数量与有效劳动力数量的比例来计算农业中的剩余劳动力。各年的农业有效劳动力数量等于当年的耕地数量除以这一比率，而农业剩余劳动力数量就等于农业劳动力总量减去有效劳动力数量。该方法的关键是如何确定耕地与有效劳动之比。一个简单的方法是假定某一年没有农业剩余劳动力，以该年的耕地劳动比作为系数，同时假定这一比例不随时间的变化而变化。胡鞍钢运用这一方法，假设1957 年中国不存在农业剩余劳动力，按照这一年的耕地劳动力比，对中国的农业剩余劳动力数量进行了估计。但是假定耕地与有效劳动比例从1957 年开始一直保持不变，是一个很严格的假设。农业中的技术进步会对这一比例产生影响（胡鞍钢，1997）。

2.2.3 直接计算法

该方法是由王诚在《中国就业转型：从隐蔽失业、就业不足到效率型就业》一文中提出来的，是根据相关农业统计数据直接计算农业剩余劳动力的一种方法。计算公式为RDU=RE-TVE-PE-IE-FE-CE。其中，RDU 为农村剩余劳动力数量，RE 为农村总劳动力数量，TVE 为乡镇企业就业量，PE 为私营企业就业量，IE 个体劳动就业量，FE 为流入城市岗位就业量，CE为农业资源可容纳有效就业量。在文中作者指出，RE、TVE、PE、IE 这几个数据可以从《中国统计年鉴》中查到。FE是根据《中国统计年鉴》的数据算出1994 年在城市中成功就业的民工人数占城市就业人数的比例为5.35%，假定这一比例不变，用这一比例乘以城市就业人数就得到历年民工就业量。对于CE，作者据其测算的上世纪90 年代中期我国农业资源可容纳劳动力数量为1.5 亿，按照农村生产性固定资产计算出容纳系数为6.4，假设这一系数不变，用这一系数与历年农村生产性固定资产相乘就得到历年农业资源可容纳的劳动力数量。但是作者假设固定资产和劳动力数量的互补效应和替代效应相抵，进而假设容纳系数不变，这与实际的替代效应占主导的情况不符。同时，在流入城市岗位就业量FE 的估计中，成功就业的民工人数占城市就业人数的比例不变的假定同样过严，以此推算往后各年的数据误差较大（王诚，1996）。

2.2.4 生产函数法

这种方法由国家统计局农调总队社区处在《关于农村剩余劳动力的定量分析》中提出的, 在基于农村剩余劳动力等于农业劳动力数量减去农业劳动力需要量的共识下，他们从柯布―道格拉斯生产函数出发,分析农业生产总量达到最大时,各生产要素(仅指劳动力与耕地)按最优配置所需要的劳动力数量,从而推算出农村剩余劳动力数量。生产函数模型构造为:Y=ALdK1-d,其中A为常数,L、K分别为农业劳动力和土地。根据剩余劳动力的经济特征,农业总产值的边际劳动生产率为零,通过计算国家统计局农调总队社区处多年的回归模型,发现1978年比较符合这一条件,即劳动力与耕地面积指数之和接近1。回归结果显示该模型通过各项统计检验,由此得到农业总产值与农业劳动力、耕地面积的生产函数模型:Y=18.43 Land0.6Lab0.32(Y为农业总产值,Land为耕地面积,Lab为需要的农业劳动力数量)。从理论角度分析,这种测算方法虽然与剩余劳动力的定义最为接近,但同时也成为它的弱点,剩余劳动力不仅包括边际劳动生产率为零的那部分劳动力,其实还应包括一部分边际生产率大于零的农业劳动力（国家统计局农调总队社区处，2002）。

3 模型修正及相关数据

针对直接计算法的不足，本文从三处对其进行了修正。

3.1 对流入城市岗位就业量FE的修正

在第二次全国农业普查主要数据公报（第五号）中，2006年中国农村外出从业劳动力人数是13181万。按照农村外出从业劳动力的定义，其是指村住户户籍从业人员中，2006年到本乡镇行政管辖区域以外从业1个月及以上的人员。因为乡镇以外从业人数和流入城市岗位就业量是同一个概念的两个方面，所以可以以此作为直接计算法中2006年的流入城市岗位就业量，这样减少了按照成功就业的民工人数占城市就业人数的比例不变所推算的2006年流入城市岗位就业量的误差。

3.2 通过最优化方法对农业资源可容纳有效就业量CE的修正

3.2.1 农业生产函数的估计

（1） 模型介绍

根据柯布―道格拉斯生产函数，通过计量经济学中的多元回归，拟合出我国农业生产函数

lnY=lnA+αlnK+βlnL

其中Y是农业产出（第一产业国内生产总值实际值），A是技术水平和耕地面积等因素(注:需要特别指出，在短期，技术水平和耕地面积通常变化不大可以看做常数；而在长期，这两者会对农业生产总值产生较大影响。所以本文的农业生产函数需要每隔一段时间重新估算。)，K是农业中的固定资产投资（农业资本存量），L是农业劳动力人数（第一产业就业人数）。由于农业产出，农业中的固定资产投资，农业劳动力人数，这些数据是时间序列数据，在满足协方差稳定，或者是协整的前提下，可以拟合出农业生产函数曲线。得到，

lnY=lnA+αlnK+βlnL,即Y=AKαLβ

（2） 数据准备

产出Y：通过各年的第一产业生产总值指数（按可比价格计算）和1980年的第一产业生产总值（按当年价格计算）得到以1980年为基年的各年第一产业生产总值实际值，见表1：

资料来源：国家统计局国民经济综合统计司．中国统计年鉴(2007)．北京：中国统计出版社，2007

农业资本存量K：农业资本存量就是指在农业生产活动中在一定时点上所积累的实物资本，它反映了人们在一定时点上所掌握的农业物质生产手段的数量（吴方卫，2006）。目前通常采用的估计资本存量的方法是永续盘存法，它是由戈德史密斯提出的，其公式是Ksub>t=Kt-1(1-δ)+It。本文以1980年为基准年，数据的样本区间是1980~2006年。其中，1980年的农业资本存量基准采用1615.48亿元（Chow，1993）。以后各年的农业固定资产投资额，其中1981~1997年，采用吴方卫（1999）估算的相关数据，并按照他的方法推算了1997~2003年的数据，同时由于《中国统计年鉴》在2005年以后不提供“国有经济按各种分组的固定资产投资”该项数据，所以2004~2006年的农业固定资产投资额用《中国统计年鉴》2004年新增的“全社会固定资产投资按行业分”中的第一产业的数据。

同时，由于各年的农业固定资产投资额都是按当年价格计算的名义值，所以需要通过以1980年为基年的固定资产价格指数折算成实际值。由于《中国统计年鉴》没有1991年以前的固定资产投资价格指数，所以1991年以前的指数用上海市固定资产投资价格指数作为全国固定资产投资价格指数的代替（张军、章元，2003），1991年以后则仍用《中国统计年鉴》上公布的相关的指数。折算后的固定资产投资实际值见表2：

资料来源：上海市统计局．上海统计年鉴（2001）．北京：中国统计出版社，2001

折旧率采用王小鲁（2000）的估计为5%。按永续盘存法的公式，得到农业资本存量的估计劳动力投入L：与大多数研究相同，本文同样将第一产业就业人数作为劳动力投入指标。 (3) 计量结果及检验

按多元回归拟合的我国农业生产函数为：

lnY=-0.621654+0.879324lnK+1.407260lnL

由于农业产出Y、农业资本存量K和农业就业人数L都是时间序列数据，所以需要进行协整检验（Engle，Granger，1987），通过对农业生产函数回归方程的残差序列进行ADF检验（见表4），可以看到在10%的置信水平下，函数的残差序列不存在单位根，即残差序列是平稳的，也就是说这个回归方程不是伪回归。

ADF检验统计量-2.9496650.0539

检验的临界值: 1%置信水平-3.724070

5%置信水平-2.986225

10%置信水平-2.632604

*麦金农 (1996) 单侧p值。

注：零假设：残差序列存在单位根；滞后长度：

同时，由于回归方程的参数t检验、F检验、拟合优度R2均令人满意（见表5）。

表5 农业生产函数回归方程分析

3.2.2 最优就业量的估计

（1）模型介绍

等式约束极值问题求解在满足一定的农业总产出的要求下，社会对农业的支出成本，主要是劳动力成本和资本成本，最低情况下的固定资产和农业劳动力人数的最优配置

min wL+rK

其中，w是农业劳动力成本，这里用按行业分城镇单位人员平均劳动报酬和估算的农村农业从业人员平均收入的加权平均，r是资本成本（贷款基准利率），Y0是已知的当年第一产业生产总值实际值。

通过一阶、二阶检验，得出最优的农业中的固定资产投资和农业劳动力人数。

这里有个数据处理的说明，农业资源可容纳有效就业量CE等于农业劳动力人数减去按行业分城镇单位就业人员数（第一产业）。之所以保留农业资源可容纳有效就业量的称谓，是为了和原公式保持一致，更合适的称谓是农村农业资源可容纳劳动力人数，因为它排除了城镇中的农业资源容纳劳动力人数。

（2）数据准备

农业劳动力成本w：由于有一部分城镇人员也从事农业，所以农业劳动力成本用按行业分城镇单位人员平均劳动报酬和估算的农村农业从业人员平均收入的加权平均。因为城镇私营企业和个体就业中从事农业的人数很低。据有统计资料的2003年，城镇私营企业和个体就业中从事农业的人数为46.5万人仅占当年农业从业人数的0.13%，所以暂不予以考虑。由《中国统计年鉴2007》按细行业分城镇单位就业人员平均劳动报酬，2006年城镇从事农业人员的年平均收入是9269元。农村农业从业人员平均收入,由于没有相关的统计数据，所以通过下面的公式估算：

农村农业从业人员平均收入=农村居民家庭平均每人纯收入中来自第一产业的收入×农村家庭平均每户常住人口/平均每户整半劳动力按《中国统计年鉴2007》，整劳动力指男子18周岁到50周岁，女子18周岁到45周岁；半劳动力指男子16周岁到17周岁，51周岁到60周岁；女子16周岁到17周岁，46周岁到55周岁，同时具有劳动能力的人 。。

按照《中国统计年鉴2007》和《中国农村统计年鉴2007》的相关数据计算得出2006年的农村农业从业人员平均收入为2177.13元。以就业人数为权重，2006年农业劳动力成本为2271.84元。

资本成本r：资本成本用贷款1年期的基准利率表示。由于中国人民银行在2006年两次上调了贷款的基准利率，从年初的5.58%，第一次上调到5.85%，第二次上调到6.12%，所以本文以天数加权估算出的年平均贷款利率为5.86%。

产出Y0：2006年第一产业生产总值实际值4627.37亿。

（3）最优化结果及检验

其中，系数4.18是对农业资本存量作了由实际值到名义值转换的调整。按照拉格朗日方法解得:

L=1.8788K=10890.6799

这是唯一的驻点，又由方程的含义一定存在最小值，所以社会最小支出成本存在，此时的农业从业人员人数是18788.45万人（为了提高精度，单位由亿转换为万），农业资本存量是10890.68亿元。

3.2.3 农业资源可容纳有效就业量CE的估计

按照直接计算法的含义，农业资源可容纳有效就业量其实是单指农村农业资源可容纳有效就业量，此处之所以保留原有称谓是为了和原公式保持一致。上文已通过求等式约束极值得到在保持2006年农业产出不变的情况下，从全社会对农业支出成本最小的角度，所需的农业从业人员人数，即18788.45万人。因为城镇的农业生产结构优于农村，且对资源的配置比较合理，所以假定城镇的农业从业人数是满足最优条件的。在此假设前提下，最优的农村农业从业人员人数为农业从业人员人数减去城镇单位的农业从业人数（即：18788.45-435.2=18353.25万人）。所以CE农业资源可容纳有效就业量的估计值是18353.25万人。

3.3 对直接计算法其他项的修正

根据直接计算法的公式RDU=RE-TVE-PE-IE-FE-CE。其中，RDU 为农村剩余劳动力数量；RE 为农村总劳动力数量；TVE 为乡镇企业就业量；PE 为私营企业就业量；IE 个体劳动就业量；FE 为流入城市岗位就业量；CE为农业资源可容纳有效就业量。等式右边RE-TVE-PE-IE-FE是为了计算出农村从事农业生产的人数，作者的角度是通过在农村总劳动力中减去乡镇企业、私营企业和个体，另外加上农村进城务工人员在城市就业，得出农村从事农业生产的人数，然后通过已求出的农村农业资源可容纳有效就业量，得出农村剩余劳动力人数。但这种计算方法容易导致数值被低估，因为各经济类型中也是分行业的会包括部分农业生产人员，特别是包括在公式内的TVE 乡镇企业就业量《中国乡镇企业年鉴2006》中2005年各地乡镇企业主要经济指标统计(按国民经济行业分)(从业人员年末数)中农林牧渔业有2852069人。、PE 私营企业就业量和IE 个体劳动就业量，虽然所属经济类型不同，但却可以从事相同的行业，特别是农业。

所以一种方法是按照本文3.1和3.2中对FE 流入城市岗位就业量和CE农业资源可容纳有效就业量的修正，通过直接计算法的原始公式估算出农村剩余劳动力，但是估计出的数据会低估农村剩余劳动力,且该低估值很难调整，因为只有乡镇企业就业量可以查到相应的按行业分的数据；另一种方法是，遵照直接计算法原始公式的含义，从另一个角度，即通过用农业就业人数减去城镇从事农业的就业人员人数，直接得到农村从事农业生产的人数，然后减去农村农业资源可容纳有效就业量，估算出农村剩余劳动力数量。本文采用后一种方法。4 修正后的直接计算法对农村剩余劳动力的估计

根据上文，修正后的直接计算法公式为

RDU=TAE-CAE-CE

其中，RDU为农村剩余劳动力数量；TAE为农业就业人数；CAE为城镇从事农业的就业人员人数；CE为农村农业资源可容纳有效就业量。

通过《中国统计年鉴2007》可以获得2006年的TAE农业就业人数和CAE城镇从事农业的就业人员人数的相关统计数据，它们分别是农业就业人数32561万人、城镇从事农业的就业人员人数（城镇单位的农业从业人数）435.2万人。同时按照上文对CE农业资源可容纳有效就业量修正后的数值,可以得到农村剩余劳动力数量为13772.55万人（即：32561-435.2-18353.25）。

同时，根据第二次全国农业普查主要数据公告（第五号），农村劳动力资源中，20岁以下占13.1%；21~30岁占17.3%；31~40岁占23.9%；41~50岁占20.7%；51岁以上占25%。所以剩余劳动力的年龄分布按此估算得，20岁以下1804.20万人；21~30岁2382.65万人；31~40岁3291.64万人；41~50岁2850.92万人；51岁以上3443.14万人。

另外，2006年农村外出从业劳动力中，20岁以下占16.1%；21~30岁占36.5%；31~40岁占29.5%；41~50岁占12.8%；51岁以上占5.1%。可以看出外出从业劳动力主要集中在50岁以下，占94.9%，50岁以上的农村外出从业劳动力即使可以转移，也不存在相关的劳动力需求。

但是，农村劳动力人口年龄结构分布中50岁以上却占了足足1/4，所以真实的有需求的农村剩余劳动力人数应该不包括50 岁以上的人口。按此得出2006年农村剩余劳动力人数为10329.41万人。证实了本文引言中莫荣副所长的观点，即中国劳动力资源总体上非常丰富，农村剩余劳动力在1亿以上。但是需要指出的是，这些剩余劳动力并非可随时进入劳动力市场，为劳动力市场提供一个长期的人力资源优势保障，它是要受到农业资本存量的限制。因为10329.41万人的剩余劳动力需要10890.68亿元的农业资本存量，而按上文的估算2006年的农业资本存量仅为4627.01亿元（见表3），两者相差了6263.67亿元。如果按2006年的固定资产投资实际值作为每年的投资量，且不考虑投资增长和资产折旧，那么要达到10890.68亿元的资本存量需要投资将近10年。当然随着投资的增长，这一年限可以大大缩短，但从这里可以看出农村剩余劳动力进入劳动力市场却不是随时，而是一个逐步的过程，随着投资的不断增加，由于替代效应的作用，农村剩余劳动力不断释放。

5 修正方法的局限及其对结果的可能影响

（1）修正方法较之原方法更加复杂，从收集数据到回归拟合，至最后通过最优理论推断，需要经过多个步骤，对计算的准确性和数据来源的可靠性的要求都很高。

（2）修正方法在对农业技术水平的考量中，主要通过拟合农业生产函数，估计出一个长期的平均值A，短期的农业技术水平的重大提高对农业劳动人数的影响，会由于回归拟合而减弱。因而，修正方法在短期对农业技术水平的反应会有一定的滞后，进而在一定程度上低估农村剩余劳动力数量。但在长期中，随着技术水平的提高逐渐在生产函数中体现，最终将使农村剩余劳动力数量的估计趋于合理。

6 结论的政策含义

（1）要保证一个持续的农村剩余劳动力向外转移的过程，以期为劳动力市场提供一个长期的保障，需要加大对农业的投资力度，通过资本和劳动力的替代作用，逐步释放出剩余劳动力。同时加快农村进城务工人员的社会政策建设。这主要包括促进平等就业、劳动力流动、培训、工资、企业用工、劳动力市场建设等进城务工人员的就业政策；进城务工人员子女的教育政策；进城务工人员的养老、医疗、工伤、最低工资支付、 失业、 生育等社会保障政策 ；保护进城务工人员合法权益的劳动合同、 劳动保护、 工作强度及工作时间等制度；面向进城务工人员的安置房、廉租房政策等（黄乾，2007）。这样通过构建起良好的对于进城务工人员的制度保障，不断吸引有条件的农村剩余劳动力的转出。

（2）加强对农村的教育投入，提高农村剩余劳动力的整体受教育水平。按照第二次全国农业普查主要数据公报（第五号），农村劳动力资源中，文盲3593万人，占6.8%；小学文化程度17341万人，占32.7%；初中文化程度26303万人，占49.5%；高中文化程度5215万人，占9.8%；大专及以上文化程度648万人，占1.2%。在外出从业劳动力中，文盲占1.2%；小学文化程度占18.7%；初中文化程度占70.1%；高中文化程度占8.7%；大专及以上文化程度占1.3%。所以当务之急是通过基本义务教育，职业培训等再教育降低农村，特别是50岁以下劳动力人口的小学文化程度以下人口的数量，增加初中文化程度以上的人数，这样的农村剩余劳动力才是有需求的剩余劳动力，真正能起到为劳动力市场提供一个长期的人力资源优势保障。

（3）虽然农村按估算有1亿以上的剩余劳动力，但随着中国整体人口年龄结构的转变，人口红利的消失，人口逐渐呈现老龄化，农村的剩余劳动力人数也会逐步减少，所以需要目前逐步展开产业结构的相应调整，增加高端资本密集型行业，减少低端劳动密集型行业，加快行业整合，提高行业的整体效率和竞争力，提高中高端产品的生产，增加产品附加值，这样在农村剩余劳动力逐步减少的同时，实现中国经济的平稳过渡，减少由于劳动力数量优势的丧失而对中国经济产生的冲击。同时由于产品逐步向中高端转移，附加值不断增加，劳动力的待遇也会随之上升，实现人民富裕、社会和谐。

参考文献：

1 白天亮.四问劳动力价格上涨.人民日报，2008-02-25（13~15版）

2 蔡．破解农村剩余劳动力之谜．中国人口科学，2007；2

3 江秀辉，李伟．我国农村剩余劳动力统计方法的比较．甘肃农业，2007；5

4 胡鞍钢．中国就业状况分析．管理世界，1997；3

5 王诚．中国就业转型：从隐蔽失业、就业不足到效率型就业．经济研究，1996；5

6 国家统计局农调总队社区处．关于农村剩余劳动力的定量分析．国家行政学院学报，2002； 2

7 国务院第二次全国农业普查领导小组办公室．第二次全国农业普查主要数据公报（第五号）．stats.省略/tjgb/nypcgb/qgnypcgb/t20080227_402464718.htm，2008

8 吴方卫．我国农业资本存量的估计．农业技术经济，1999；6

9 Chow, G.．Capital Formation and Economic Growth in China．Quarterly Journal of Economic，1993；108（3）

10 张军，章元．对中国资本存量K的再估计．经济研究，2003；7

11 王小鲁．中国经济增长的可持续性与制度变革，中国经济增长的可持续性―跨世纪的回顾与展望，北京：经济科学出版社，2000：57-65

12 Engle, Robert F. and C. W. J. Granger.Co-integration and Error Correction: Representation, Estimation and Testing，Econimetrica，1987，（55）：251-276.

13 上海市统计局．上海统计年鉴（2001）．北京：中国统计出版社，2001

14 国家统计局农村社会经济调查司．中国农村统计年鉴(2007)．北京：中国统计出版社，2007