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农业劳动力结构变化

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来源：火烈鸟

作者：开心麻花

2025-09-19

农业劳动力结构变化（精选8篇）

农业劳动力结构变化第1篇

一、河南省农业劳动力文化素质现状

(一) 缺乏职业教育和培训, 受教育程度普遍偏低

随着城镇化进程的不断加快, 农村的社会生活以及文化教育水平也发生了很大的变化, 但是, 和城市居民相比, 农业劳动力受教育程度还是普遍偏低, 尤其是河南省, 人口多, 土地少, 许多农村教育程度相对落后, 一些农民仅有小学文化程度, 文盲、半文盲现象也比较普遍。根据有关资料显示, 河南省农村学龄儿童辍学率一直很高, 尤其是初中学生辍学务农或者就业, 更是一种普遍现象。据有关资料显示, 河南农业劳动力的文化素质, 大部分在初中以下, 劳动力文化素质的低下, 将严重影响农业新技术、新设备的推广, 因此, 在当前形势之下, 对农民进行必要的职业教育和培训显得尤为重要。与国外一些发达国家相比, 我国农业职业技术培训相对比较薄弱。荷兰全国30万的农业劳动力, 有5万人曾经在校学习过农业知识。德国35岁以下的农业劳动力, 接受过农业职业教育的占70%, 而在我国一些农村, 许多农民终身未接受过职业培训。河南省60%以上的初、高中毕业生没有接受过正规的职业教育。虽然他们也具有初、高中文化程度, 但是, 对于农业技术的掌握, 多数是祖、父辈们传授的, 许多农业劳动力只掌握传统种田技术, 只有少数人接受过正规农业职业教育和培训。这种现象与新农村建设, 推进农业经济结构调整极不协调。

(二) 实用人才偏少, 青壮年劳动力大多数从事第二、第三产业

目前, 在农业生产过程中, 大部分农业劳动力只是凭借传统技术经验进行生产, 播种、栽培、施肥、治虫、储藏等方式都是祖辈流传下来的, 据调查资料显示, 河南省农作物病虫害一直比较严重, 农作物病虫害防治措施欠缺, 农业劳动力职业技能水平低下, 严重影响着农产品的产量, 实用人才偏少, 是导致农业产量下降的主要因素。改革开放以来, 随着农业劳动力不断转向第二、第三产业, 河南农村实用性人才更加欠缺。尤其是青壮年农业劳动力的流失, 导致劳动力文化素质更加低下。虽然农业劳动力输出对解决农村剩余劳动力、促进农民收入增加起到了重要作用。但是, 由于流向城镇第二、第三产业的人口主要是青壮年劳动力, 这些人在农村劳动力人口中, 属于文化水平较高的群体, 青壮年劳动力的流失, 使本来已经步履维艰的农业科技发展, 更加放缓了脚步。近些年, 初、高中及中专文化程度以上的青壮年劳动力, 流向城镇的现象更加严重, 我们发现, 农村劳动力文化程度越高, 其流向第二、第三产业的几率就越大。目前, 河南具有初中、高中文化水平的农村劳动力大部分在外地打工, 从事农业种植的主要是老人和已婚妇女。较高素质劳动力的转移, 不仅制约了农村经济的发展, 在一定程度上也影响了农业经济结构调整。

二、农业经济结构调整对农业劳动力文化素质的要求

(一) 农业劳动力应具备丰富的科学文化知识

与经济发达国家相比, 河南省农业经济较为薄弱, 农业劳动的基本生产单位主要是一家一户, 农业劳动生产率较低, 半机械化操作和手工劳动是其主要劳动方式, 与经济发达国家相比, 农业生产中的科技因素相对较少。科技在农业生产中的潜能没有得到充分发挥。目前, 河南省政府一再强调, 要依靠科技进步提高农业质量, 通过科技能力的提升优化品种, 全面提高农业的整体效益。在河南省农业经济结构调整中, 科技要素非常关键。随着农业环境的不断变化, 农业劳动者必须具有较高的文化素质, 较丰富的科技文化基础知识。农业劳动者拥有的法律知识、科技知识、市场知识等, 是他们获取信息、提高技能、接受新观念、参与市场竞争的基础。由于农业经济结构调整是一个动态的发展过程, 因此, 农业劳动力必须具有较高的文化素质, 较丰富的科技文化基础知识, 才能够适应农业经济的变化发展。由于受自然因素、地域因素以及人口众多的影响, 河南农业发展一直以种植业为主, 这种畸形的种植结构, 不仅制约了河南农民收人的增加, 同时, 也严重影响了自然资源的有效利用。因此, 农业劳动力应具备丰富的科学文化知识, 从原始的简单、粗放的生产方式走出来, 立足于粮食种植, 发展特色农业, 科技型农业。

(二) 农业劳动力应具备营销知识以及获取各种信息的能力

河南省农业经济结构调整主要以发展高效种植农业为基础, 以果品深加工、乳制品及肉禽加工、实施小麦综合利用为主体, 开展现代化模式的产业化经营。现代模式的农业产业化经营必须坚持以市场为导向, 这是产业化经营的一个重要原则。因此, 农业劳动力不仅要根据市场的发展变化不断调整生产结构, 同时, 还要按照市场的需求来调整营销策略。在进行农业生产经营活动中, 农业劳动者不仅要研究以什么形式、哪种价格将农产品推向市场, 还要研究农产品怎样卖出好价钱, 所以, 农业劳动者必须了解市场, 具备市场营销知识, 才能适应新时期农业经济结构调整。在进行农业经济结构调整过程中, 农业劳动者占有信息的程度, 决定着农业产业结构调整的成败。首先, 农业劳动者必须具备获取各种丰富的信息资源的能力, 才能在充分占有信息的基础上, 进行产业结构调整, 科学地选择生产对象。

三、提高农业劳动力文化素质的有效策略

从目前河南省农业经济发展状况来看, 河南农业劳动力必须具备以下获取各种信息资源的能力。首先, 必须具备获取政府信息的能力。其次, 还要具备获得食品饮料系列加工酿制、农副产品深加工、养殖、种植等实用技术信息的能力, 了解果树、蔬菜、药材以及优良种苗、高产、优质、高效粮食作物等方面的信息。还有, 获取气象信息、防治病虫害信息、经济作物市场变化信息也非常关键, 只有做到随时了解气象变化、病情、虫情的发展趋势、农资价格变化信息, 才能做到早防早治、有效降低风险。青少年是祖国的未来, 也是未来社会发展的中坚力量。提高农村劳动力科学文化水平, 首先要从源头抓起, 在河南省农村中全面普及九年制义务教育。河南省各级地方政府一定要抓好这项工作, 严格杜绝新文盲的再生。在这方面, 我们要采取以下措施, 一是广泛集资, 增加教育投入, 争取和动员社会各界积极参与到基础教育中来, 不仅要在偏远地区开办小学授课点, 保证贫困地区小学生的入学率, 还要不断改善偏远地区、贫困地区教学条件, 保证偏远地区、贫困地区的学龄儿童都能够掌握基础文化知识。另外, 各级政府还要加大在教育上的投资力度, 不断提高农村高中学生的人学率, 争取让大部分农村青年都能读完高中。另外, 在进行基础教育的同时, 还要开展大力发展农业职业教育。通过多种渠道, 建立各种形式的科技辅导站, 积极帮助农业劳动力提高科技文化水平。近几年, 许多农村广播站、电视台都在加强农村科普工作, 政府也加大了在农业科普方面的投资力度, 积极改善农村科普的基础条件。农业经济结构调整要向现代化的生态农业、信息农业、立体农业转变。农业劳动力是应用现代化农业科技的主体, 因此, 只有农业劳动力不断提高自身素质, 具备丰富的科学文化知识以及较强的农业科技能力, 才能够有效推动农业科技的发展。

参考文献

[1]漆向东.20世纪末期河南农村剩余劳动力状况分析[J].信阳师范学院学报:哲学社会科学版, 2001.

[2]余荣华.加快发展农村第三产业促使农业劳动力合理转移[J].浙江社会科学, 1987 (2) .

[3]侯殿明.观念更新是河南农业经济合作组织健康发展的关键[J].中国高校科技与产业化:学术版, 2006 (S3) .

农业劳动力结构变化第2篇

从无锡农村产业结构和劳动力结构的变化谈发展苏南农村第三产业和城镇化建设

根据无锡农村产业结构和劳动力结构最近几年的变化情况,论证了苏南农村新世纪经济发展的`主要动力是发展第三产业和逐步实现城镇化.

作者：徐立青 XU Li-qing 作者单位：无锡轻工大学商学院,江苏,无锡,214064刊名：无锡轻工大学学报(社会科学版)英文刊名：JOURNAL OF WUXI UNIVERSITY OF LIGHT INDUSTRY(SOCIAL SCIENCE EDITION)年，卷(期)：2(1)分类号：F327关键词：第三产业城镇化农村经济

农业劳动力结构变化第3篇

关键词：农村经济,变化,农业能源,效率,分析

自从一九七年以来, 我国农村经济结构出现了较大的变化, 并且改革开放之前传统农业主要是我国农村经济的主体, 并且粮食种植已经占据农业主体。然而在改革开放后, 市场逐渐成为农村经济的一个重要资源配置形式, 并且农村的劳动力以及资本等逐渐向着收入比较高的部门进行流动, 其经济结构在一定程度上也出现相对来说较大的变化。

1 农村结构的变化对于能源的效率影响分析

能源下来了主要是单位能源以及其所生产经济效益的比例, 在本文中, 主要是采用单位农林牧副渔业的增加值所消耗的能源对农业能源效率进行刻画。然而单位农林牧副渔业的增加值所消耗能源越多的情况下, 那么则表示能源效率低。反而言之, 表示能源效率越高。下图1主要是为一九八五年到二零零九年单位的农林牧副渔业增加值所消耗的能源趋势图。

1.1 种植结构的变化对于能源效率影响分析

自从我国改革开放之前, 我国农村经济主要是呈现为一个较为显著的变化就是种植结构出现改变, 并且农村经济作物也得到全面发展。然而粮食作物种植面积主要是从一九八五年的十六点三二亿亩, 到二零零九年的十六点三五亿亩, 在数量上基本上为持平的状态, 然而从相对量方面来分析, 粮食播种的面积所占据的比例在一定程度上出现下降现象。经济作物在一九八五年的三点四八亿亩增加到了二零零九年的七点四五亿亩。粮食作物的种植面积和经济作物种植面积比例如下图2所示。

在我国改革开发之前, 农业在农村经济中一直都处于主导地位, 然而粮食种植则在农业发展中发挥着不可替代的作用。导致粮食种植主导地位的原因主要有以下几点:第一是在改革开放前, 我国局面收入水平相对来说比较低, 然而食品的消费则是在总消费支出过程中所占据的比例较高, 并且粮食的需求相对比较大。第二是在改革开放前, 其技术经济体制以及农业人们公社化约束农业资源的配置无法达到最优, 同时劳动力生产率也导致资源在执行命令下向粮食种植进行转移, 导致出现了一些恶性的循环。第三是改革开放前, 农村并不存在着交换市场, 并且农民是不可以通过种植经济作物来提高自身的收入。第四是因为当值的国际国内环境使粮食种植成为发展农村经济的主导所在。要是站在国际环境角度来说, 战争以及封锁使粮食生产成为国家安全的重要保证。但是站在国内环境角度来说, 自然灾害的频繁出现使粮食生产在一定程度上成为居民生活质量提高的重要保障。

1.2 关于广义的农业结构指数变化对于能源效率的影响分析

针对于农村经济的另外一个显著变化就是农业牧幅渔业的结构变化, 并且林牧副渔业得到了较为迅速的发展。然而狭义上的农业只包括种植业或者是农作物的栽培行业, 在广义上则是包括了种植业、林业以及畜牧业和副业以及渔业等等。

在一九八五年我国广义农业增加值主要是为二千四百九十一点六八亿元, 在这之中, 狭义的农业增加值主要为一千六百五十五点四七亿元, 然而林牧副渔增加值为八百三十六点二一亿元, 其比例为零点五零五一。在二零零九年广义农业增加值为三万五千二百二十五点九亿元, 在这之中, 农作物种植增加值为一万九千七百三十八点七亿元, 然而林牧副渔业的增加值则是为一万五千四百八十七点二亿元。

林牧副渔业的发展一部分原因主要是和经济作物的发展原因较为相似, 同时也是市场化改革之后的结果。然而林牧副渔业的发展原因也较为特殊。首先是林牧副渔业和农作物种植业之间是一个互补的结构, 并且两者进行密切结合能够对其二者的成本进行降低, 从而提高农民的收入。其次便是林牧副渔业的很多产品是可以直接被农民进行使用, 林业的产品是可以用来盖房子, 从而对农民自身的居住环境进行有效的改善。然而牛奶可以被农民进行消费, 并且牛和马可以作为农作物种植过程中的耕种工具以及运输的工具。最后伴随着我国城市居民生活水平的不断提高, 一些新型的休闲行业已经是逐渐的兴起, 并且林牧副渔业也被赋予了一个全新的含义, 比如休闲渔业主要是一种渔业和现代旅游相互结合的一个产业, 然而现代林业中较为重要的一个部分便是森林生态旅游, 其存在的特点就是资源消耗相对来说比较少, 同时污染程度在一定程度上也比较低。

2 数据选择以及计量分析

2.1 关于数据

针对于被解释的变量主要是为单位农林牧副渔业增加值所消耗的一个能源数量, 其指标主要是设计为农林牧副渔业能源消费的总量以及农林牧副渔业的增加值比例。

对于解释变量来说, 主要是有四个变量, 第一是农林牧副渔业的总产值, 并且主要是体现在了非结果因素对于能源效率的影响方面。第二是种植结构的知识, 其设计主要是为粮食作为种植面积以及经济作为种植面积的比例。第三是广义上的农业结构指数, 并且是设计成为农林牧副渔业的增加值以及农作物的种植增加比例。第四是农村经济结构的指数, 其主要是设计成为农村非农业投资数量以及农村农业投资的数量比。

2.2 关于计量经济学的模型设定

其主要是设定线性的计量经济学模型主要是为:

其中y主要是为单位农林牧副渔业的增值价值所消耗的能源数量, 然而x1则便是为农林牧副渔的总产值, x2表示的为种植的结构变化, x3为农业结构的变化, x4是农村经济的结构变化。

2.3 关于可能会存在着的内生性问题以及处理分析

针对于农业能源效率来说, 将会和经济结构的变化存在着内生性的问题。在一方面经济结构的变化将会导致农业的能源效率出现相应的变化。在另外的一个方面农业能源的效率变化在某一些方面将会导致经济结构出现变化。比如现如今我国农业耕种机械市场中, 其普遍的存在着的问题便是缺少着知名品牌, 并且也表现在了质量比较吵以及返修效率高等。对于这些问题的出现将会随着能源价格的提高从而导致恶化, 农民可能会退出农业粮食种植, 从而选择种植一些经济作物或者是林牧副渔业, 在一定程度上导致广义农民结构以及农村经济结构出现相应的变化, 这便是存在着的内生性的问题。

为了对这个问题进行解决, 主要是采用两阶段的最小二乘法以及有限信息最大似然估计的方法。通过将结构的变化作为其可能会的内生变量, 并且采用工具变量其中包括大专以上学历的比例, 中专学历比例以及高中学历比例和农药使用量的自然对数。如果工具的变量超过了内生变量的个数, 那么该模型是能够对其进行有效的识别。

3 总结

通过对上述内容进行分析之后可以得出:首先是农林牧副业总产值对于单位农林牧副渔增加值所消耗的能源主要是呈现为正比例的关系, 并且农林牧副渔业的总产值增加将会导致能源效率的降到。其次便是农林牧副渔业的总产值系数估计值比较小, 其解释为变量对于单位农林牧副渔业所消耗的能源边际效应比较小。同时也在一定程度上说明由于农林牧副渔业总产值的进一步增加, 其能源效率降低相对来说比较小。

参考文献

[1]张慧敏, 魏强, 佟连军.吉林省产业发展与能源消费实证研究[J].地理学报, 2013 (24) .

[2]谢淑娟.广东省农业生产能源消费碳排放分析及减排对策[J].安徽农业科学, 2011 (24) .

[3]于伟咏, 漆雁斌, 李阳明.碳排放约束下中国农业能源效率及其全要素生产率研究[J].农村经济, 2015 (24) .

农业劳动力结构变化第4篇

我国的农村剩余劳动力数量与结构既关系到中国城市化和工业化的健康发展, 也影响到农业的可持续发展。中国目前大概有多少农村剩余劳动力?他们的数量和结构有什么变化趋势?是否可以继续满足中国经济增长所需要的廉价劳动力需求?本文利用《中国统计年鉴2010》、《中国农村统计年鉴2010》、《中国农村住户调查年鉴2010》、《新中国农业60年统计资料》、《全国农产品成本收益资料汇编2010》、《中国人口和就业统计年鉴2010》的最新统计数据, 对此进行了跟踪分析, 以期为相关的政策制订提供研究依据。

二、研究方法

(一) 农村剩余劳动力的计算方法

农村剩余劳动力数量的计算公式为[1]:

农村剩余劳动力=农业劳动力数量-农业劳动力的实际需要量

其中关键是计算农业劳动力的实际需要量。本文主要采用如下研究方法计算农业劳动力的实际需要量。

1.农户收入最大化法

该方法对于剩余劳动力的定义为:农户的生产行为是农户将根据经济环境以及自身的资源禀赋的状况配置其各种生产要素, 使得其生产收入达到最大化。农户当前的农业劳动力数量与达到其生产要素最优配置时的农业劳动力数量之差就是该农户的农业剩余劳动力。这一概念不需要农业边际劳动生产率等于零的假设, 其核心思想是农户的生产行为是追求收入最大化。具体计算公式及推导方法参见原文[2,3]。

按照推导的计算公式, 农业剩余劳动力的数量为,

式中, 为农业毛收入, 和分别为农业和非农业部门投入的劳动力, 和分别为农户从事农业和非农业部门的纯收入, 为土地的生产弹性。

为方便计算, 土地的生产弹性指标在此采用刘建进 (1997) 根据中国劳动部1994年对全国8省4000农户抽样调查数据进行回归模拟的结果, 即0.2693, 并假定其不变。各指标所需数据分别来自《中国统计年鉴2010》、《中国农村统计年鉴2010》、《新中国农业60年统计资料》和《中国农村住户调查年鉴2010》。

2.产业结构差值法

从经济学的角度出发, 以农业实际需要劳动力为出发点, 以现有统计资料为依据, 构造一个计算农业剩余劳动力的简单方法[4]。其公式为:

式中, L为农业剩余劳动力数量;F为农业劳动力的总数量;S为农业劳动力剩余率;l为第一产业从业劳动力比重;g为第一产业增加值占GDP比重。各指标所需数据分别来自《中国统计年鉴2010》、《新中国农业60年统计资料》和《中国农村统计年鉴2010》。

3.资源劳动需求法

农业从业人员与农业劳动力需求量之差为农业剩余劳动力。在我国当前的自然、社会、经济、技术条件下, 自然资源尤其是耕地资源对农业劳动力需求量的影响是决定性的[5]。1952年, 我国农业劳动力人均播种面积为0.8158ha, 大体上维持“一个人的活儿, 一个人干”的局面[6];国家统计局 (1995) 认为, “中国农业初期集约化经营水平可以达到农村劳均耕地0.67～1.0ha”, 按复种指数150%计算, 即每个农业劳动力可以耕种播种面积1.0～1.5ha[7]。根据这些观点, 并考虑我国人多地少的基本国情, 假设到2010年中国农业达到集约化经营的初期水平, 即劳均播种面积增加到1.0ha, 而且1952-2010年间, 农业劳动生产率的提高速度在各年间是一致的, 即劳均播种面积的年均增长率相同, 则有:

式中, SPLt为农业剩余劳动力, ALt为农业从业人员, St为农作物播种总面积, Mt为劳均播种面积, St/Mt为农业可容纳的劳动力, t为年份。各指标所需数据分别来自《新中国农业60年统计资料》和《中国农村统计年鉴2010》。

4.有效耕地劳动比例法

该方法首先需要估算农业生产中耕地数量与有效劳动力数量的比率, 然后用当年的耕地数量除以这一比率得到各年的农业有效劳动力数量, 农业劳动力总量减去有效劳动力数量即为农业剩余劳动力数量。该方法的关键是如何确定耕地与有效劳动力之比。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。在此采用胡鞍钢的假设[8], 即假定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来推算。各指标所需数据分别来自《新中国农业60年统计资料》和《中国农村统计年鉴2010》。

5.农业技术需要法

运用托马斯罗斯基和罗伯特米德有关各种农业活动的成本和产量统计数据设计的一个公式来估算中国农业劳动力的全国需求量[9]。具体公式如下:

式中, L为农业劳动工日数, 为每亩或每畜的劳动力投入数;为每亩和每畜的实物产量;为以实物为单位的全国产量, 分别反映作物种类和年份, i相应取稻谷、小麦、玉米、高粱、大豆、花生、油菜籽、棉花、烤烟、熟红麻、苎麻、甘蔗、甜菜、桑蚕茧、绿毛茶、苹果、生猪、蛋鸡、肉鸡、奶牛、淡水鱼等21个品种。

由于按照上述品种法计算用工量无法涵盖全部农业生产活动, 我们用产值计算公式:

计算出以上测算所涉及品种的全部农产值, 再与当年全国农业总产值相比照, 根据缺额比例对用工量进行调整。2004年和2005年的计算产值分别占当年农业总产值的47.13%和43.55%, 我们用这两个比值分别去除相关年份的总用工量, 得到调整后的用工量, 然后将其转换成劳动工年数, 我们采用9个月 (269天) 和10个月 (300天) 两种情况来折算劳动工年数, 即得到农业年必需劳动力数量。最后用农业劳动力总数减去农业年必需的劳动力数量, 得到农业剩余劳动力数。各指标所需数据来源于《新中国农业60年统计资料》、《全国农产品成本收益资料汇编2010》。

(二) 人口流动变化的计算方法

将《中国人口和就业统计年鉴2010》中的原始数据作以下处理:

1.将各省总人口之和与全国总人口数相差的1815万人, 以各省占全国总人口的比重为权重分配到各省中, 使得各省的总人口之和与全国的总人口数相吻合。将调整后的各省总人口与各省城镇化率相乘, 得到各省的城镇人口, 两者再相减, 得到调整后的各省乡村人口。

2.将全国常住总人口与户籍总人口的比值作为系数, 对各省的户籍总人口数据进行调整, 使得调整后的各省户籍总人口之和与全国常住总人口相等。同时, 以年鉴非农业人口占户籍总人口的比重为权数, 以调整后的各省户籍总人口与之相乘, 得到调整后的各省非农业人口, 两者再相减, 得到调整后的各省农业人口。

3.将调整后的各省常住总人口、城镇人口及乡村人口分别与调整后的各省户籍总人口、非农业人口和农业人口相减, 得到各省的跨省流动人口 (即净流入人口或净流出人口, 或称外地流入本地城镇的人口或本地流出到外地城镇的人口) 、本省城镇流入人口以及本省乡村流出人口数。

所用计算方法如下[10]:

对于人口流入省:

跨省流动人口=本省城镇流入人口-本省乡村流出人口

对于人口流出省:

跨省流动人口=本省乡村流出人口-流入本省城镇人口

三、农村劳动力剩余数量的估计

利用以上计量方法, 对中国农村剩余劳动力的数量进行估算 (表1和图1) 。估算结果表明:

第一, 2009年, 中国农村剩余劳动力的数量基本上在0.85～1.15亿人之间, 农村剩余劳动力占乡村从业人员的比例约为16%～22%。与2005年相比, 剩余劳动力的数量及比重进一步下降。

注: (1) 方法一:农户最大收益法;方法二:产业结构差值法;方法三:资源劳动需求法;方法四:有效耕地劳动比例法;方法五:农业技术需要法。 (2) 方法五1:按300日/年;方法五2:按269日/年。 (3) 由于缺乏2009年乡村从业人员数, 2009年的数值由各计算方法按照2000-2008年年均递减速率推算得出。

第二, 20世纪90年代以来, 中国农村剩余劳动力的总量呈现波动性下降趋势。1992-1996年为一个较明显的减少阶段, 农村剩余劳动力从1992年的1.8亿人减少到1996年的1.4亿人;2000年至今为另一个较为明显的下降阶段, 农村剩余劳动力从2000年的1.51亿人减少到2009年的1.00亿人, 平均每年递减570万人 (1) 。这表明, 2000年以来, 国民经济的快速增长、工业化和城镇化水平的不断提高, 推动了农村劳动力的转移进程不断加快。

单位:万人

四、农村剩余劳动力结构的判断

农村剩余劳动力不等同于农民工的供给量。为了解农村可供给的农民工的潜在数量, 需要根据农村转移劳动力的年龄和性别结构特点, 分析农村剩余劳动力的年龄和性别结构。

我们利用2009年全国人口变动情况抽样调查样本数据的“全国乡村分年龄、性别人口数据” (抽样率为0.887‰) , 计算出农业人口中劳动年龄人口及其年龄分布比例 (2) , 并按照国家统计局农村司《2009年农民工监测调查报告》对外出农民工年龄结构的统计, 把乡村从业人员划分为5个年龄组别, 并进行比较 (表2) 。

从农村转移劳动力的情况看, 2009年, 全国农村转移劳动力2.3亿人。40岁以下的青壮年劳动力19278.5万人, 占农村转移劳动力总数的83.9%, 这一年龄段转移的劳动力绝对数较2005年增长2030.7万人, 但占比下降0.6个百分点。其中, 30岁以下的有14514.4万人, 占40岁以下转移劳动力的75.3%, 绝对数较2005年增长2002.2万人, 占比增长2.7个百分点。40岁以上转移劳动力3699.5万人, 较2005年增加535.7万人。

注: (1) 2009年乡村从业人员数根据2000-2008年乡村从业人员变化趋势推算而得; (2) 以农民工总量作为农村转移劳动力数量, 包括外出农民工和本地农民工, 并假定农村转移的劳动力与农村外出务工人员的年龄结构相同 (国家统计局农村司《2009年农民工监测调查报告》调查数据) ; (3) 农村剩余劳动力取所列计算结果的平均值, 并假定其年龄结构与农村未转移劳动力的年龄结构相同。

从农村剩余劳动力的情况来看, 2009年, 全国农村尚未转移的劳动力有2.95亿人, 较2005年减少469.9万人。其中, 剩余劳动力约为1亿人, 较2005年减少约1500万人。31岁以上的剩余劳动力有9061.7万人, 占农村剩余劳动力总数的90.5%。其中, 31〜40岁年龄段的剩余劳动力只有2532.2万人, 占农村剩余劳动力总数的25.3%, 而40岁以上年龄段的剩余劳动力有6529.5万人, 占农村剩余劳动力总数的65.2%, 较2005年占比增加22个百分点。30岁以下的剩余劳动力只有953.7万人, 只占农村剩余劳动力总数的9.5%, 较2005年占比减少8.1个百分点。农村剩余劳动力中真正可供给外出务工的只有不到3500万人。这一数字具有以下几点内涵:

(1) 从年龄结构来看, 一方面, 外出农民工主要是40岁以下的劳动力, 其中, 30岁以下 (也即所谓“80后/90后”农民工, 或称“第二代农民工”、“新生代农民工”) 农民工的又占绝大多数, 规模越来越大, 30岁以下农村剩余劳动力不足1000万人, 已经无法满足企业用工需求, 这也是频繁出现城镇企业用工短缺 (“民工荒”) 现象的原因之一。另一方面, 40岁以上剩余劳动力已经明显过剩, 但规模仍在逐渐扩大, 而这部分人群受到的教育和技能培训较少, 外出务工难度很大, 更多地倾向于留在本地。从未转移的劳动力年龄结构看, 40岁以上的占绝大多数 (65.2%) , 说明目前农业的生产已经以“4050”人员为主, 如果目前的这种转移状况继续保持下去, 农业的持续发展将面临着严峻考验。

注:负数表示流出的人口数, 相应的省份为人口流出省。

(2) 从性别特征来看, 外出务工人员中女性占34.9%, 也即5072万人, 较2005年增加约880万人。而统计推算16-30岁乡村女性劳动力资源为6988.2万人, 16-25岁乡村女性劳动力资源为5003.1万人, 而受女性生育周期和家庭因素的影响 (3) , 纺织业、制鞋业、玩具制造、服装加工、电子装配等劳动密集型行业对女工尤其是18～25岁的年轻女工需求最大, 也就是说, 农村这一年龄段的女性劳动力已经基本全部转移出去, 城镇非农产业女工短缺的现象将更加突出。

(3) 从地域特征来看, 通过计算各省 (区、市) 的流入和流出人口, 可以看出, 2009年, 全国由乡村向城镇转移劳动力18955.53万人, 比2005年增加了4005.2万人, 跨省流动人口增加了362.69万人。农村外出务工劳动力的地域空间流向差异明显。河南、四川、安徽、湖南、重庆、湖北、广西、贵州、江西等省是主要的人口流出省, 广东、上海、北京、浙江、、江苏、天津、福建、云南、山东、辽宁是主要的人口流入省。河南、湖南、安徽、四川、广西、浙江、山东、重庆、河北、江西、贵州、云南等省乡村劳动力输出均在650万人以上, 是农民工供给的主要省份, 其中, 河南、湖南、四川、安徽、广西、江西等乡村劳动力供给大省的乡村外出务工人员数量继续增长, 2009年比2005年分别增长了920.77万人、595.29万人、448.37万人、442.63万人、322.80万人、286.86万人。

五、结论与建议

(一) 主要结论

1.劳动力市场不再是“无限供给”

中国农村的剩余劳动力数量正在不断减少。2002-2009年, 中国农村的外出务工劳动力数量年均递增580万人, 如果保持目前中国的工业化、城镇化和经济增长对就业的带动作用, 则现有的可供给的3500万40岁以下的农村剩余劳动力只需不到七年便可转移完毕。

2.新生代农民工对城镇用工的供给将非常短缺

一方面, 1980年后出生的农村劳动力尤其是1980年代中后期和1990年后出生的劳动力, 已经成为农村外出务工劳动力的主体 (占60%以上) , 另一方面, 这部分劳动力可供给量却不足1000万人, 城镇的用工需求的结构性短缺将日益突出。

3.农业就业将严重过剩

随着农业科技不断进步、农业机械化作业趋势日渐明显, 农业对劳动力的需要量逐渐减少, 而40岁以上农村剩余劳动力所占比重高达65%, 加上从城镇逐渐返乡的第一代农民工, 农业就业过剩的局面将进一步加剧, 并且从事农业的乡村劳动力日趋老龄化, 对农业的持续发展也是严峻挑战。

(二) 政策建议

1.加强农民工组织培训力度, 健全就业信息服务功能

各级政府应把帮助农村富余劳动力转移就业作为公共服务的重要内容, 依托社会力量, 统筹规划, 加强组织, 大力发展农民工的职业技能培训, 提高农民工外出就业的能力。

目前我国没有一个全国性的劳动力供求信息网络, 劳动力输出较少的地区公共就业信息服务渠道更为有限, 无法使劳动力配置达到最佳。政府应支持在劳动力输出较少的地区完善用工信息平台。

2.促进农村劳动力就地转移就业

鉴于劳动力输出地中40岁以上乡村劳动力数量众多, 外出转移难度较大, 农村经济发展的复苏和特定人群 (女工) 生理特征等方面原因, 可考虑积极发展农业产业化经营, 鼓励农村中小企业向小城镇集中, 发展县域经济, 支持外出务工人员到小城镇创业和居住。引导东部地区劳动密集强度高的产业向中西部地区进行转移。

3.重视发展服务业和农村第三产业, 增强对农民工的吸纳能力

农村外出务工劳动力及留在农村的劳动力在服务业和农村第三产业方面的就业比重并不高, 而这些行业都是吸纳就业能力很强的行业, 如按等量投资计算, 第三产业可容纳的劳动力比工业多2～3倍。这也是新生代农民就业的主要领域。今后应该进一步培育发展商品市场、生产要素市场和中介服务, 积极支持、鼓励和合理引导农民进镇入区, 发展餐饮、商贸、旅游、交通运输等多种所有制的服务业, 推进社区服务产业化, 充分发挥它们在活跃市场、增加就业方面的作用。

摘要：本文利用多种计量方法, 对中国农村剩余劳动力的数量与结构进行比较分析。研究发现, 2009年, 我国农村剩余劳动力数量在1亿人左右, 较2005年减少约1500万人。从年龄结构看, 40岁以下的可转移农村剩余劳动力只有不到3500万人, 较2005年减少约3000万人, 而40岁以上的比例较2005年增加了22个百分点, 达到65.2%。从性别结构看, 25岁以下年龄段的女性劳动力基本全部转移出去, 未来城镇非农产业女工短缺的现象将更加突出。从地域结构看, 河南、湖南、四川、安徽、广西、江西等乡村劳动力供给大省的外出务工人员数量继续增长, 农村剩余劳动力数量的空间差异非常明显。这种情况表明, 我国乡村劳动力总量过剩与结构短缺的矛盾更加严重, 必须采取针对性政策措施, 促进各地产业转型升级。

关键词：农村剩余劳动力,农民工,劳动力结构

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[10]何宇鹏, 张同升.人口流动和中国城镇化的空间分布[J].中国劳动经济学, 2007, 4 (2) :88～100.

农业劳动力结构变化第5篇

关键词：人口红利,劳动抚养比,经济增长

一、引言及文献研究

一般来说,影响一个国家经济增长的因素有很多,但是很多学者在研究经济增长效应时强调的是资本积累、技术进步等因素,从而往往忽视了人口因素。大多数经济学家把“人口转变”误认为与“人口增长”一致,也就忽视了人口转变现象,尤其是人口年龄结构的变化。由于人在不同的年龄阶段具有不同的经济行为,年龄结构的变化能显著地影响一国经济的运行。对于那些劳动年龄人口比重相对较大的国家,可以通过充足的劳动力供给和高储蓄率为经济增长提供一个人口红利(蔡昉,2009);相反,对于那些抚养比较高的国家, 必然需要相对较大份额的资源提供给少儿人口和老年人口, 因此常限制了本国的经济增长。但是,人口因素到底对经济增长产生怎样影响,它们之间的关系是否紧密?这些问题一直不断地引起人们的兴趣和研究。

近几十年来,随着各国对生育行为的干预以及民众生育观念的转变,许多国家的生育率都出现了或多或少的下降。人口年龄结构发生的巨大变动,使得许多国家的劳动适龄人口比重达到了一个较高的水平,抚养负担相对下降。

虽然人口年龄结构变动、抚养负担降低会对经济增长产生影响,但直到一些经济学家研究东亚经济奇迹时,才提出了“人口红利”的概念。对这一概念较早进行讨论的David E. Bloom、Jeffrey G.williamson和Andrew Mason等。中国学者在关于人口年龄结构方面的研究中,虽然没有明确提出“人口红利”这一概念,但是也对人口年龄结构变动与经济增长之间的关系进行了研究和分析。“人口红利”是随着人口年龄结构变动而产生的。David E.Bloom和Jeffrey G.Williamson在研究人口转变对东亚经济增长影响的过程中,首次提出了“人口红利”理论。此后David E.Bloom,David Canning,Jaype Sevilla在《The Demographic Dividend-A New Perspective On th Economic Consequences of population Change》中,论述了人口生育率、死亡率降低以及人口年龄结构转变对经济增长和人民生活水平提高的促进作用,认为这是由于人们在不同年龄阶段的经济行为有所不同,从而导致不同年龄人口比重不同,才会对经济增长产生影响,即“人口红利”。Andrew Mason在研究中又将“人口红利”的概念扩展为“第一人口红利”和 “第二人口红利”。“第一人口红利”是由于人口年龄结构转变所导致的劳动年龄人口比重增加,而劳动力负担系数较小所带来的经济增长,它又被称为“成分效应”。“第二人口红利”认为,理性的经济主体会为了应对年龄结构的变化,相应地调整个人的消费、储蓄等行为。从社会层面来看,由于占全部人口比重较大的劳动人口所带来的国民储蓄的升高和资本供给增加,从而会对经济增长产生促进作用,它又被称为“行为效应”。

王丰等人对中国人口转变过程中“第一人口红利”进行的实证研究结果表明,“第一人口红利”对1982—2000年中国经济增长的贡献约为15%。据他们的预测,2000—2013年虽然抚养比会继续提高,但其速度将会减缓很多,这一阶段 “第一人口红利”在人均产出上的贡献比例是4%。2014— 2050年,由于“第一人口红利”下降,人均产出增长率将以年平均0.45%的速率降低。关于“第一人口红利”对经济增长贡献的估算,蔡昉和王德文也进行了估算分析,他们所得出的24%的估算结果比王丰等人的15%要大很多,其原因可能是估算方法不同所致。

同时人口年龄结构变动所带来的“人口红利”也会通过对储蓄的影响促进经济增长。蔡昉(2008)通过对中国高储蓄率、大量劳动力供给以及较低的抚养比之间关系的论证,发现中国人口转变对改革开放以来的高速经济增长具有不可磨灭的贡献。袁志刚的研究发现,中国的高储蓄率在很大程度上是由于人口年龄结构变动所导致的个体理性选择的结果。另外,贺菊煌(2010)通过采用含中青年人对幼年人抚养和对老年人赡养的时代交叠模型,分析了人口转变对储蓄率的影响,得出了如下结论:(1)快速的生育率下降对储蓄率有大的正影响;(2)快速生育率下降所带来的“人口红利”会带来人均消费永久性地提高;(3)幼年—中青年人口比率变动对储蓄率的影响力比老年—中青年人口比率变动对储蓄率的影响力小得多。在国外也有类似的研究,Ross Guest和Ian Mc Donald等用一个小国开放经济条件下表现国民储蓄水平的模型,研究比较了澳大利亚和日本的国民储蓄水平。结果显示,由年龄引起的消费、储蓄变动和劳动生产力的变动以及人口增长的变动有关系。同时,他们也阐明了人口年龄老化与最优储蓄之间的关系。另外一些学者针对“人口红利”理论对其他方面的影响也进行了相应研究。James Poterba探索了人口年龄结构变化对资产收益、资产价格等方面的影响。他的研究模型显示,人口年龄结构变化将引起金融资产均衡收益的变化。一个人在30~40岁时,会增加其资产持有,而且除了养老金外的其他金融资产将在达到退休年龄后逐渐减少。

通过上述文献综述可以看出,国内外关于“人口红利”问题的研究均达成了以下共识:(1)“人口红利”是在人口转变过程中产生的,并且会随着时间的推进逐渐消失,继而整个社会会受到人口日趋老龄化的影响;(2)“人口红利”主要通过高劳动力供给、高储蓄水平、人力资本提升带来的技术进步等对经济增长产生影响。

二、中国“人口红利”效应实证分析

为了更好地分析中国自改革开放以来由于人口年龄结构变动所带来的“人口红利”效应,就需要分析“人口红利”效应对经济增长的影响途径,并以此建立相应的理论模型和实证模型。本文所探讨的中国“人口红利”效应对经济增长的影响主要基于以下两个路径:

(1)由于不同年龄阶段收入来源不同,因此所导致的储蓄及相应行为也就有所差别,这会对中国的经济增长产生影响。(2)人口年龄结构变动所带来的劳动力供给数量的增加,也会对经济增长产生影响。

本文将主要通过建立计量模型来测度分析改革开放30多年来中国劳动年龄人口抚养比的变动通过储蓄和劳动力供给等两个影响途径对经济增长产生的效应,由此来证明中国人口转变和经济增长存在的相关性。

(一)“人口红利”对储蓄水平的影响

1.变量定义

我们知道,储蓄水平是影响一个国家经济增长的重要经济因素。那么,在接下来中本文所要关注的问题就是,哪些因素会影响了中国的储蓄水平,特别是人口年龄结构转变中 “人口红利”和经济增长是否存在某种相关性。实际上,收入水平、实际利率水平、家庭规模、人口结构、城乡分布以及金融市场的流动性和发达程度等因素都是对家庭的储蓄行为产生非常重要的影响。Leff(1969,1971)利用1964年74个国家的截面数据1研究法发现,人均GDP、经济增长率、少儿人口抚养比、老年人口抚养比和总抚养比对国民储蓄率均有显著的影响。

因此,本文将借鉴Leff(1969)的模型,来实证分析改革开放以来中国的劳动年龄人口抚养比对储蓄水平的影响。为了将上述的理论假设应用于实际问题中,本文将采用如下指标来进行构建计量模型:

城乡居民人民币储蓄存款:用城乡居民在某一时点上在银行和其他金融机构的本(人民币)、外币储蓄存款总额表示。

人均GDP:用总产出(即GDP总额,社会产品和服务的产出总额)与总人口之比表示。

少儿人口抚养比:用0~14岁人口与15~64岁劳动年龄人口数量之比(%)表示。

老年人口抚养比:用65岁及其以上老年人口与15~64岁劳动年龄人口数量之比(%)表示。

总抚养比:指人口总体中非劳动年龄人口数与劳动年龄人口数之比。用少儿抚养比和老年抚养比之和表示。

2.计量模型设计

为了更准确地判断改革开放以来中国劳动年龄人口抚养比水平变化是否会影响中国的储蓄水平,本文将采用城乡居民人民币储蓄存款水平和少儿抚养比、老年抚养比等指标综合起来进行分析。之所以选用模型(1)是为了将劳动年龄人口总抚养比作为单独的因素提取出来,以更好地判断出其对于储蓄水平的影响。同时考虑到劳动抚养中包含少儿人口和老年人口两种不同的影响因素对储蓄效应的差别,我们将利用模型(2)的形式,以进一步对不同的劳动抚养比对经济增长产生的效应进行定量实证分析。因此,本文将用于分析所选取的回归模型如下:

变量定义如下:Saving表示城乡居民人民币储蓄存款; RGDP表示人均国民收入水平;Zong表示总抚养比;Young表示少儿人口抚养比;Old表示老年人口抚养比;αi,i=0,1,…4表示待估参数,εi,i=1,2表示误差项。

在我们的模型之中,我们理论预期模型中的各项系数符号应该符合下述条件:(1)人均GDP的上升能够增加城乡居民人民币储蓄存款,因此RGDP(人均国民收入水平)的系数符号应该为正。 (2)总抚养比的比重越大说明劳动年龄人口所承担的抚育和赡养等的经济负担越重,从而增加家庭开支,那么家庭储蓄水平就越低,因此Zong(总抚养比)的系数符号该为负。 (3)少儿抚养比的比重越低说明劳动年龄人口对于抚育0~14岁的少儿人口的经济负担不断减轻,国民收入中用于消费支出的部分相对减少,用于储蓄的部分相应增加,因此Young(少儿人口抚养比)的系数符号应该为负。 (4) 老年人口抚养比则与少儿人口抚养比的理解一致,即老年人口抚养的比重越大越会加重家庭负担,从而不利于提高家庭储蓄水平,因此Old(老年人口抚养比)的系数符号应该也为负号。

3.数据来源与说明

在本文中,所选取的计量模型中涉及的相关数据如表所示。首先,利用表中的数据使用线性最小二乘法(OLS)对上述两个模型(1)、(2)进行回归估计和检验,估计了分别包含2个和3个的不同解释变量的回归方程。需要说明的是,第一, 在上面两个的模型回归分析中,本文对其进行了异方差检验,发现原方程存在异方差,所以为了减少或消除异方差,本文将模型中的解释变量和被解释变量均采用对数形式以改进原回归方程,从而以减少或消除异方差。因此,下文用于进一步分析的回归方程如下:

第二,两个模型的回归结果中的数项C的T值不显著, 所以将其从模型中剔除;在进一步得到回归方程之后,我们进行了DW检验,根据相关的判定区域知,这时的随机误差项存在正的一阶自相关。为此,我们进行了自相关修正,考虑Cochrane-Orcutt迭代修正进行回归,回归结果如表所示, 从而此时两个模型均排除了自相关的问题;第三,模型(1)中总劳动抚养比的参数检验在10%水平上显著;而对于模型(2)中少儿抚养比和老年抚养比的检验均在5%水平上显著;人均GDP在两个模型中检验均在1%水平上显著。由此可见,两个模型及其解释变量的参数均可以作为实证分析的依据。

4.单位根检验

面板数据的单位根检验主要是为了判断面板数据的平稳性,是对时间序列单位根检验的继续和发展。因为面板数据是一种既有横截面的数据又有时间序列数据的两维数据, 也同样存在用非平稳时间序列建立回归模型时产生的“谬误回归”问题,因此,必须对面板数据进行单位根检验。用于单位根检验的方法有很多,为了避免各检验方法因自身的缺陷而影响检验的准确性。

检验结果(如表1):

注:* 表示 5%的显著水平,** 表示 1%的显著水平,△表明进行了一阶差分。

单位根检验表明:y、x1、x2、x3存在单位根,是非平稳序列。因此笔者认为,少儿抚养比、老年抚养比、总抚养比与城乡居民人民币储蓄水平之间存在着长期协整关系。这一结论与市场的实际情况是相符的。

5.实证结果分析

针对上述的模型三,使用Eviews软件首先对变量进行一阶差分处理,再对模型中劳动年龄人口总抚养比对储蓄水平的影响进行回归得到的方程如下:

根据模型三线性方程的回归结果,从变量的T统计值来看,人均GDP和总抚养比的T统计值分别为35.05964和 -4.873981,因此在给定的显著水平下并经过系数的显著性检验,可知这两个解释变量的显著性都很高,从而表明其对城乡居民人民币储蓄水平的影响均非常显著。

从待估回归系数来看,解释变量Ln GDP估计值为1.108, 可知人均GDP的系数符号为正,表明其对中国的城乡居民人民币储蓄存款余额呈正的影响,这就与本文的原先设想一致,即中国人均GDP每增加1个百分点,中国的城乡居民人民币储蓄存款余额将增加1.108%;解释变量Ln Zong估计值为 -0.298,可见总抚养比的系数符号为负,表明其对中国的城乡居民人民币储蓄存款余额的影响是不利的,即中国劳动年龄人口的总抚养比每降低1个百分点,城乡居民人民币储蓄存款余额将增长0.298%,这也与本文的原先设想一致,针对上述的模型四,本文将劳动年龄人口少儿抚养比和老年抚养比对储蓄水平进行回归得到的方程如下:

再根据模型四线性方程的回归结果,对于三个解释变量的T统计值,除了老年人口抚养比(Ln Old)不显著外,其他变量都非常显著。从待估回归系数可以看出,改革开放以来中国少儿人口抚养比每下降变动1%,城乡居民人民币储蓄存款余额就增长0.268%。虽然老年人口抚养比的显著性并不高,但是其T统计值大于1,所以本文有理由认为中国老年人口抚养比对城乡居民人民币储蓄存款余额的变化有一些影响。但是,老年人口抚养比的系数的符号与本文理论假设的相反,说明老年人口抚养比重的增加未对城乡居民储蓄水平造成不利。这很有可能是因为目前中国的65岁及以上的老年人口还不足以对15~64岁的劳动年龄人口造成较大的经济负担,但对于具体的原因还有待于进一步的研究。不过从老年人口抚养比的待估系数来看,其值为0.075,可见就目前数据而言,改革开放以来中国老年人口抚养比的变动对城乡居民人民币储蓄存款余额的变动影响还是非常小的。

(二)“人口红利”对劳动力供给的影响

“人口红利”效应是基于人口年龄结构的变动产生的,并且作用于社会生产的多个方面,以此对经济增长产生影响。劳动力作为促进经济增长的中坚力量,会在很大程度上决定 “人口红利”效应的影响程度。为了更好地描述改革开放以来中国人口年龄结构变动所带来的劳动力供给的变动对经济增长的影响,下面将根据柯布—道格拉斯生产函数构造变形函数形式,引入劳动年龄人口的总抚养比、少儿抚养比和老年抚养等解释变量进行考察,以进一步实证分析中国的“人口红利”通过劳动力供给这一重要影响途径对经济增长所产生的效应。

1.计量方程和变量定义

首先,对两要素的柯布—道格拉斯生产函数的两边取对数,建立双对数函数的回归模型如下:

其次,根据条件趋同理论认为,人口结构应当也是影响经济总产出水平的重要变量之一。因此,在模型(5)的基础上引入劳动年龄人口总抚养比、少儿抚养比和老年抚养比等相关因素,以更好地判断出人口年龄结构的变动对经济增长的影响,因此所建的模型如下:

在公式中,Y代表经济总产出水平,用国内生产总值 (GDP)表示;L代表劳动力投入,用按年底就业人员数量表示;K代表资本投入,用资本存量表示;Zong代表总抚养比;Young代表少儿抚养比;Old代表老年抚养比;A为全要素生产率参数;αi,i=0,1,2代表劳动力投入的产出弹性系数;βi,i=0,1,2代表资本投入的产出弹性系数;γi,i=0,1,2代表抚养比对经济增长的边际影响参数;εi,i=5,6,7代表误差项。

对于选用模型(6),是为了将劳动年龄人口总抚养比作为单独的因素提取出来以更好地判断出其对于经济增长的效应。对于进一步利用模型(7)的形式,是考虑到劳动抚养比中包含少儿人口抚养比和老年人口抚养比这两种不同的影响因素对经济增长效应的差别,因此我们将用不同的劳动抚养比对经济增长产生的效应进行定量实证分析。

本部分的数据来源均与上部分数据相同。按照理论的预期,在模型(6)、(7)中 αi,βi皆为正号,γi皆为负号。在引入人口结构相关的解释变量之后,经济总产出水平与劳动力投入呈正相关,意味着劳动力的供给增加有利于经济增长;经济总产出水平也与资本投入呈正相关,这就意味着资本投入越多,经济总产出水平就越高。除此之外,根据前文分析,本文同样预期劳动年龄人口的总抚养比、少儿抚养比和老年抚养比对经济总产出水平即经济增长有负向效应。

2.实证结果分析

对于模型(6)、(7),本文利用表相应数据并根据模型要求取对数进行转换,采用普通最小二乘法进行回归估计,分别得到下述两个的回归方程。从两个模型的检验结果可以看出各模型的拟优合度非常高,说明回归模型有很好的解释能力。除老年抚养比这一变量外,模型中的各解释变量T统计值均符合要求,其显著性也较高。另外,这两个模型还通过了显著性、异方差等检验,且所有变量的回归系数在方向上与理论预期均相一致,因此可以作为经济增长与资本投入、劳动力、劳动抚养比之间关系的计量分析,进而能够反映中国人口转变因素在经济增长中的效应。

针对上述的模型六,本文将劳动年龄人口总抚养比对经济总产出水平进行回归得到的方程如下:

模型(6)的回归估计检验结果表明,若不考虑其他影响因素,从1978年改革开放以来的三十多年的时间内,劳动力投入的产出弹性系数为0.633,这就说明了中国的劳动力供给每增加一个百分比,经济总产出水平将增长0.633%;资本投入的产出弹性系数为0.714,这也就表明中国的资本存量每增加一个百分比,经济总产出水平将增长0.714%;另外, 由模型六的回归方程可见,总抚养比的边际效应为 -0.660, 即中国的总抚养比每上升1%,导致经济增长水平下降0.660%, 反之亦然。

针对上述的模型七,本文将劳动年龄人口少儿抚养比和老年抚养比对经济总产出水平进行回归得到的方程如下:

从回归模型(7)的结果来看,虽然老年人口抚养比对经济总产出水平的显著性影响不明显,但所有变量的回归系数在方向上与理论预期还是相一致的。在这里,我们也着重分析少儿抚养比和老年抚养比对经济总产出水平的影响。由模型七的回归方程可见,改革开放以来,中国少儿抚养比和老年抚养比每下降一个百分比,经济总产出水平就分别增加0.474%和0.167%;而劳动力投入的产出弹性系数为0.732, 这就说明了中国的劳动力供给每增加一个百分比,经济总产出水平将增长0.732%。由此说明,自1978年改革开放以来中国的人口转变中劳动力供给的增加对经济增长产生了一定的正向效应。

三、简要结论

本文基于中国人口转变和人口年龄结构的特征的分析, 利用计量模型进行定量实证分析,从储蓄和劳动力供给两个主要影响途径分析研究了改革开放以来的中国“人口红利” 的效应。综上得到的结论是:

中国人口转变中的人口年龄结构的变动通过储蓄和劳动力供给等两个主要影响途径对经济增长的影响是存在的。自改革开放以来,在人口年龄结构转变过程中,随着中国劳动劳动年龄人口总抚养比(包括少儿抚养比和老年抚养比)的降低,通过有效劳动力供给增加的支撑和社会储蓄水平的提高,推动着中国资本的积累,也就加快了经济增长。换言之, 改革开放以来,中国的“人口红利”是存在的,它通过储蓄和劳动力供给等两个主要影响途径对经济增长产生了一定的促进作用,而能否把握好“人口红利”并最大化地利用之,这对当前中国经济增长是至关重要的。

农业劳动力结构变化第6篇

一、河北省农业综合开发资金的来源、结构和发展趋势

农业综合开发实施以来, 河北省农业综合开发资金投入不断增加, 从1990年的37874.6万元增加到2011年的233803.4万元, 增长了5.34倍。资金来源有五个:中央财政、地方财政资金、农行专项贷款、群众自筹资金和其他资金。从图1可以看出, 1990~2003年, 河北省农业综合开发各项资金投入变化不大, 2003年之后, 中央财政、地方财政资金和群众自筹资金不断增加, 增加幅度有所上升。其中, 中央财政从9, 000万元增加到122, 556万元, 增长了12.61倍;地方财政资金从7107.98万元增加到61805.3万元, 增长了7.70倍;群众自筹资金从13941.41万元增加到70551.04万元, 增长了4.06倍。2010年较为特殊, 农行专项贷款从2009年的1, 300万元激增到229384.9万元, 增长了176倍, 2011年此项资金回落为0;群众自筹资金从2009年的75386.16万元激增为203943.7万元, 增长了2.7倍, 2011年此项资金回落为70551.04, 与2009年相比略有下降, 与2008年相当。总体来看, 在河北省农业综合开发各项资金投入中, 农行专项贷款变化幅度最大, 各年投入丰歉不一, 资金投入不具有持续性。

从图2可以看出, 在河北省1990~2011年农业综合开发各项资金投入中, 群众自筹资金投入占比较高, 是农业综合开发资金来源最大的主体, 其次是中央财政资金、地方财政资金、农行专项贷款, 其中, 中央财政资金增长较快。分项来看, 1990年~2003年, 中央财政资金和地方财政资金占比相差不大, 2003年以后, 一方面中央财政占比在波动中上升, 导致二者差距有所扩大;另一方面, 中央财政和地方财政资金占比变化幅度较大。总体来看, 与其他三项资金投入相比, 地方财政资金占比相对较为平稳, 大多数年份占比在20%上下浮动。由于2010年群众自筹资金和农行专项贷款激增, 因此该年中央财政资金占比和地方财政资金占比急剧下降, 分别从2009年的39.53%和17.64%下降到2010年的15.67%和7.56%, 2011年又回升为52.42%和26.43%, 与2009年相比有所增加。由于农行专项贷款各年丰歉不一, 因此其占比变化较大, 除去资金数量为0的年份, 2009年农行专项贷款占比最小, 仅为0.73%, 2010年占比激增为41.3%, 远远高于中央财政资金占比和地方财政资金占比。1990~2003年, 群众自筹资金占比有较大幅度波动, 1994年占比达到最大, 为49.20%, 2001年占比降为最小, 为25.75%, 二者相差达到23.45%。2003年之后, 群众自筹资金投入占比稳中有降。

从以上河北省农业综合开发各项资金投入和资金投入占比的变化看, 中央财政资金增长较为迅速, 农民自筹资金仍是资金投入的主要来源, 充分体现了以国家财政投入为引导、以农民为主体的农业综合开发资金投入机制, 但社会各方参与相对不足。

二、河北省农业综合开发资金支出的结构和发展趋势

目前, 河北省农业综合开发资金支出由三部分构成:土地治理、产业化经营、高新科技示范。1990~2011年, 土地治理资金从29706.25万元增加到131624.7万元, 增长了4.43倍。从增长趋势看, 土地治理资金在波动中不断增加, 1990~2006年增长较为缓慢, 年增长率为96.40%, 2006年以后增长迅速, 年增长率为113.07%。1994~2011年, 产业化经营资金从2, 339万元增加到102, 179万元, 增长了43.64倍。从增长趋势看, 1994~2000年产业经营资金增长较为缓慢, 年增长率为117.5%, 2006年以后产业经营资金在波动中增长加快, 年增长率为124.395%。其中, 2010年产业经营资金从2009年的72114.77万元陡增至424835.7万元, 增长了5.89倍, 2011年回落为102, 179万元。从图3看出, 河北省高新科技示范资金从2000年开始逐年增加, 2004年增长到4, 757万元, 由于2004年之后不再增设高新科技示范项目, 从2005年开始该项目资金支出逐年下降, 2007年以后不再投入资金。

从图4可以看出, 在河北省农业综合开发各项资金支出中, 土地治理资金所占比重最大, 大部分年份比重都超过50%, 有4个年份比重超过60%, 是农业综合开发资金使用的主体。2010年, 在产业化经营资金急剧增加的情况下, 土地治理资金占比陡降至23.73%, 此后又回升至56.30%;其次为产业化经营资金占比, 1994~2000年产业化经营资金占比较低, 大部分年份都在10%以下, 2000年以后, 产业化资金占比在较大波动中不断上升, 目前维持在40%左右;占比最低的高新科技示范资金数量很小, 最高占比也仅为5.14%。

农业综合开发资金支出规模反映了政府对农业综合开发进行财政支持的力度, 农业综合开发资金的来源和支出结构反映了农业综合开发的财政构成和实施重点。在农业综合开发资金来源中, 群众自筹资金投入占比较高, 是农业综合开发资金来源最大的主体, 其次是中央财政资金和地方财政资金;在农业综合开发资金支出中, 土地治理占比最高, 是农业综合开发的实施重点和主体, 其次是产业化经营。

尽管1990~2011年河北省农业综合开发资金支出总额不断增加, 但农业综合开发投入仍然不足, 资金缺口较大。国家农业综合开发提出中低产田改造项目平原地区760元/亩、丘陵山区980元/亩, 即使将土地治理项目资金全部用于改造中低产田, 河北省实际每亩中低产田改造资金投入仅369.88元, 还不到国家标准的一半。因此, 这就需要政府想办法拓宽农业综合开发资金投入渠道, 灵活农业综合开发资金投入和使用机制, 引导社会资金进入农业综合开发。同时从图1可以看出, 银行贷款在河北省农业综合开发中的规模很小, 且呈下降趋势。因此, 如何调动银行对农业综合开发贷款的积极性, 将农业综合开发的社会性与银行的盈利性相结合, 是增加农业综合开发资金来源需要解决的重要问题。此外, 完善农业综合开发资金使用管理机制, 防止资金挪用, 提高资金使用效率, 也是增强农业综合开发财政支持的一项重要工作。

摘要：农业综合开发以中央财政投资为基础, 多渠道、多层次、多方式筹集农业发展资金, 是实现农业现代化和产业化的重要政策。19902011年, 河北省农业综合开发资金总额不断增加, 在农业综合开发资金来源中, 群众自筹资金投入占比较高, 其次是中央财政资金和地方财政资金, 中央财政资金增长迅速;在农业综合开发资金支出中, 土地治理占比最高, 是农业综合开发的实施重点和主体, 其次是产业化经营。

关键词：区域发展,农业综合开发,资金结构

参考文献

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[3] .王建国.开创农业综合开发资金管理新局面[J].中国财政, 2012, 14

[4] .田祥宇, 孔荣.农业综合开发产业化经营项目投资绩效分析——基于资金拉动效应的视角[J].西北农林科技大学学报 (社会科学版) , 2010, 3

[5] .匡邀仁.对农业综合开发财政有偿资金管理的思考[J].经济研究参考, 2004, 47

[6] .陈高云.农业综合开发资金问题探讨[J].经济问题, 1992, 3

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农业劳动力结构变化第7篇

农业机械化在农业现代化的构成中占有重要地位, 是实现农业现代化的基础。改革开放以来, 党中央和国务院对农业可持续发展给予了高度重视, 《中华人民共和国农业机械化促进法》2004年11月1日正式颁布实施, 如何利用科技创新技术, 加快实现农业机械现代化备受世人瞩目。建设现代农业, 发展农村经济, 增加农民收入, 全面建设小康社会都离不开农业生产的机械化。自新中国成立以来, 我国农业机械化事业从无到有, 从小到大, 尤其是经过改革开放30多年的发展, 我国农业机械化取得了巨大进展[1,2]。2008年和2009年连续两个中央一号文件均提出“加快推进农业机械化”, 突出把研发、推广适合丘陵山区的先进适用的农业机械列为重要内容。这表明在现代农业的建设中, 推进丘陵山区农业机械化已上升到重要位置, 中央的重视已达到前所未有的高度。但是目前, 我国城乡差距仍在不断扩大[1,2], 区域农业机械化发展差异性矛盾亦逐渐凸显。

农业机械化是指运用先进设备代替人力的手工劳动, 在产前、产中、产后的各个环节中大面积采用机械化作业, 从而降低劳动强度, 提高劳动效率[3,4]。而生产全过程的机械化则是指包括选种、育秧、耕地、播种、施肥、除草、灌溉、收割、脱粒、烘干、仓储、加工、包装、运输等从种植到餐桌所有环节的机械操作。

农业机械总动力, 指主要用于农、林、牧、渔业的各种动力机械的动力总和。其包括耕作机械、排灌机械、收获机械、农用运输机械、植物保护机械、牧业机械、林业机械、渔业机械和其他农业机械[内燃机按引擎马力折成瓦 (特) 计算、电动机按功率折成瓦 (特) 计算) ;不包括专门用于乡、镇、村、组办工业、基本建设、非农业运输、科学试验和教学等非农业生产方面用的动力机械与作业机械[5]。

1 我国农业机械化现状分析

1.1 当前农业机械化发展阶段

根据《中国农业年鉴》[3]《中国农业统计资料》[4]《中国统计年鉴》[5]《全国主要农田机械化项目发展情况对比表》[11], 我国农业机械化发展总体处于中级阶段 (如图1和图2所示发展曲线, 划分标准见参考文献7) 。中级阶段是承前启后的发展阶段, 与现代农业要求还有很大差距。

我国农业机械化的实现还是一个长期而又艰巨的任务, 随着我国经济体制改革的进一步深化, 国民经济的发展以及对农业投资的增加, 我国农业机械化的发展将会呈现出良好的局面, 因此分析其内部结构和空间差异尤显重要。

农机总动力的多元线性回归方程为

y=0.141 8x5-8.087 5x4+205.44x3-2 157.8x2+12 361x-168.63 (1)

R2=0.996 9

方程通过0.05显著性检验, 拟合效果良好, 可以预测未来值。中国农机总动力状况预测如表1所示。

1.2 空间自相关和局部空间自相关分析

空间自相关分析是对某一地理变量空间分布中相邻位置间的相关性进行检验的一种统计方法, 利用此方法可以揭示区域化变量取值的空间分布特征[19]。全局自相关 (Moran's I) 用来描述整个研究区域上所有对象之间的平均关联程度、空间分布模式及其显著性[21]。局部空间自相关 (local indicators of spatial association) 统计变量可以识别不同空间位置上可能存在的不同空间关联模式 (或空间集聚模式) , 从而可以观察空间局部不平稳性, 发现数据之间的空间异质性, 为分类和决策提供依据[22,23]。

首先定义空间权重矩阵w, 即

当i区域和j区域相邻时取1, 其他取0。如果xi是i区域的观测量, 则全局Moran指数I用如下公式计算[19], 即

$Ι = \frac{n \sum_{i = 1}^{n} \sum_{j = 1}^{n} w_{i j} (x_{i} - \overset{}{x}) (x_{j} - \overset{}{x})}{\sum_{i = 1}^{n} \sum_{j = 1}^{n} w_{i j} \sum_{i = 1}^{n} (x_{i} - \overset{}{x})^{2}}$ (4)

其中, $\overset{}{x} = \frac{1}{n} \sum_{i = 1}^{n} x_{i}$ , 引入 $S^{2} = \frac{1}{n} \sum_{i = 1}^{n} (x_{i} - \overset{}{x})^{2}$ 和 $S_{0} = \sum_{i = 1}^{n} \sum_{j = 1}^{n} w_{i j}$ , 则moran's I可以进一步写成

$Ι = \frac{\sum_{i = 1}^{n} \sum_{j = 1}^{n} w_{i j} (x_{i} - \overset{}{x}) (x_{j} - \overset{}{x})}{S^{2} \sum_{i = 1}^{n} \sum_{j = 1}^{n} w_{i j}}$ (5)

Geary系数C计算公式为

$C = \frac{(n - 1) \sum_{i = 1}^{n} \sum_{j = 1}^{n} w_{i j} (x_{i} - \overset{}{x})^{2}}{2 \sum_{i = 1}^{n} \sum_{j = 1}^{n} w_{i j} \sum_{j = 1}^{n} w_{i j} (x_{j} - \overset{}{x})^{2}}$ (6)

局部Moran指数计算公式为

$Ι_{i} = \frac{(x_{i} - \overset{}{x})}{S^{2}} \sum_{j = 1 j \neq i}^{n} w_{i j} (x_{j} - \overset{}{x})$ (7)

对每一个区域单元的G统计量为

$G_{i} = \sum_{i} w_{i j} x_{j} / \sum_{j} x_{j}$ (8)

对G统计量的检验与局部Moran指数相似, 其检验值为

$Ζ (G_{i}) = \frac{G_{i} - E (G_{i})}{\sqrt{V A R (G_{i})}}$ (9)

Z (Gi) 显著的正值表示在该区域单元周围, 高观测值的区域单元趋于空间集聚, 而显著的负值表示低观测值的区域单元趋于空间集聚, 与Moran指数只能发现相似值 (正关联) 或非相似性观测值 (负关联) 的空间集聚模式相比, 具有能够探测出区域单元属于高值集聚还是低值集聚的空间分布模式。各省农机总动力及农业人口人均农机总动力状况如图3所示。各省农业人口人均农机总动力Moran散点图, 如图4所示。

以 (Wz, z) 为坐标点的Moran散点图, 常来研究局部的空间不稳定性, 它对空间滞后因子Wz和z数据对进行了可视化的二维图示。全局Moran指数, 可以看作是Wz对于z的线性回归系数。Moran散点图的4个象限, 分别对应于区域单元与其邻居之间4种类型的局部空间联系形式:

第1象限代表了高观测值的区域单元被同是高值的区域所包围的空间联系形式;

第2象限代表了低观测值的区域单元被高值的区域所包围的空间联系形式;

第3象限代表了低观测值的区域单元被同是低值的区域所包围的空间联系形式;

第4象限代表了高观测值的区域单元被低值的区域所包围的空间联系形式。

各省人均农机总动力局部Moran值工检验, 如图5所示。

实施农业机械购置补贴政策以来, 极大地调动了农民购机、用机的积极性, 取得了非常好的效果, 农业综合生产能力不断增强, 为保障粮食安全做出了贡献。2007年与2006年相比, 耕种收综合机械化水平提高10个百分点以上的有天津和吉林2个省市, 5～10个百分点的有安徽和江西2个省份, 3～5个百分点的有江苏、山东、河南、辽宁、山西、湖南、湖北和重庆等7个省市, 提高2～3个百分点的有内蒙古、陕西、浙江、广东、海南等5个省区, 体现出这些省市区的发展速度和发展潜力。耕种收综合机械化水平在40%以上的有18个省 (区、市) , 大部分集中在北方地区;10%以下的还有云南、贵州2个省, 福建、重庆、四川不到20%, 基本上集中在西南地区。北方地区耕种收综合机械化水平较高, 黑龙江、天津、新疆、河北、山东、北京、内蒙古、河南代表了当前我国北方农业机械化发展的高水平;江苏是南方农业机械化高水平的代表;重庆、广西、四川、云南、贵州等西南省 (区、市) 反映出我国农业机械化难度最大、水平落后地区的发展状况。由于2008年的农业机械化统计年报的统计方法发生了改变, 统计指标处于调整期, 部分省份的耕种收综合机械化水平有波动。因此, 为说明区域农业机械化发展速度存在差异问题[3,4], 根据农业行业标准《农业机械化水平评价第1部分:种植业》 (标准号:NY/T1408.1-2007) , 仅用2007年统计数据进行分析。截至2008年底, 天津已经处于农业机械化发展高级阶段 (2007年天津即进入农业机械化发展高级阶段) ;黑龙江、吉林、山西、新疆、河北、江苏、山东、北京、辽宁、上海等10省 (市、区) 处于中级阶段;内蒙古、安徽、陕西、宁夏、青海等5省 (区) 处于初级阶段向中级阶段发展的过渡期 (根据发展情况和调查了解, 这些省区农牧渔业劳动力占全社会从业人员比重已经降至45%以下) ;其他省 (区、市) 处于初级阶段。

由此看来, 我国农业机械化区域发展不平衡。3大粮食作物中, 水稻耕种收综合机械化水平最低[3,4], 仅为51.15%;种植环节中, 水稻种植机械化水平最低, 仅为13. 73%;收获环节中, 玉米收获机械化水平最低, 仅为10. 61%。油菜、马铃薯、棉花等作物的收获机械化亟待加快发展, 畜牧业、水产养殖、设施农业等领域对机械化需求迫切, 但是目前机械化水平还很低。区域农业机械化发展差距大, 技术路线不明确;机械化水平“北高南低”“旱高水低”局面仍然没有改变。

各省人均农机总动力Z (Gi) 值如图6所示。

1.3 农业机械总动力内部结构分析

我国各省 (市) 农业机械化发展水平、速度不同, 农机化内部结构不同, 需要对深层原因进行进一步的揭示。农机总动力结构变化如图7所示。

2 措施与政策建议

《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》中明确提出必须统筹城乡经济社会发展, 统筹工业化、城镇化、农业现代化建设, 巩固和完善强农惠农政策, 把国家基础设施建设和社会事业发展重点放在农村, 实现城乡、区域协调发展[6,7,8,9,10]。

1) 实施农业机械购置区域性差别补贴措施。

组织力量开展全国性农业机械化区域规划工作, 对于经济欠发达地区, 地方财政能力较弱, 区域农民购机能力较弱, 特别丘陵山区应加大补贴比率, 实行扶持性补贴;对于经济发达地区, 应充分调动地方财政投入力度, 实施引导性补贴[11,12,13];区域农民购机能力较强和作业市场效益好的农机具可适当降低补贴率, 采取财政贴息。在保障粮食安全、重点发展平原地区和粮食主产区机械化的同时, 统筹考虑丘陵山区和经济欠发达地区农业机械化发展, 满足丘陵山区和经济欠发达地区农民的实际需求。在实施农业机械购置补贴政策过程中, 应因地制宜运用政策调控手段, 采取补贴比率区域性差别的方法, 适当调节资金资源向弱势群体和新技术推广应用配置倾斜, 促进区域农业机械化发展。

2) 重视先进实用中小型农业机械的研发创新和示范推广。

扶持农机社会化服务和农机服务组织的发展, 加强农田整治与基础设施建设。农机服务体系要按照农村经济的发展要求, 增强服务功能, 以农机作业为重点, 把农机作业服务、油料供应、配件供应、技术培训和推广、农机维修以及龙头企业这6大支柱发展起来。农机服务组织的经营机制要适应社会主义市场经济的要求, 更多地引入市场机制、竞争机制, 使其具有更充分的自主权。农业机械化支持政策需要不断完善与之相衔接和配套的支持政策, 共同构成农业机械化支持政策体系, 实现互促共进, 如加大农机化科技创新、农业基础设施建设、农机安全生产监管等方面的投入;实施作业补贴, 推进粮食生产机械化水平和生产效率提高, 促进农业生产可持续发展[14,15,16,17,18];完善农用燃油补贴制度, 有效发挥政府财政补贴的引导和促进作用;实施农机具更新报废补偿机制, 鼓励农民更新淘汰耗能高的老旧农机具, 实现节能减排, 保障安全。

3) 要总结推广跨区作业和集团承包以提高农机利用效率及配套服务。

要大力发展农业产业化, 围绕农业产业化, 因地制宜兴办农机服务龙头企业和支柱产业, 形成农业服务的产业化。以农机作业服务公司等农机服务组织形式, 加强农机服务市场化、社会化的进程。

3 结论

1) 中国农机发展水平总体处于中级阶段, 但发展势头迅猛, 预计到2015年全国农机总动力将可以达到233 170.250 7万kW;研究时段内 (1978-2008年) 农机总动力内部结构变化明显, 主要表现为小型柴油机动力的显著增加和农用排灌柴油机比例的显著减少;区域农机化水平和发展速度差异显著。

2) 在影响我国农机化水平的各种因素中, 经济因素、自然状况、国家政策、农机配套措施和农民文化程度等作用很大。农民人均收入、农村劳动力比例、技术进步、播种面积等相关因素作用也比较明显。

摘要：以1978-2008年全国和各省农机总动力面板数据为依据, 通过空间自相关、局部空间自相关和统计分析得出结论:①中国农机发展水平总体处于中级阶段, 但发展势头迅猛, 预计到2015年全国农业机械总动力将达到233 170.250 7万kW;②区域农机化水平和发展速度差异显著;③研究时段内农机总动力内部结构变化明显, 主要表现为小型柴油机动力的显著增加和农用排灌柴油机比例的显著减少。主成分归因分析表明:经济发展水平、自然状况、国家政策、配套措施和农民文化程度等是导致农机总动力时空差异的主要原因, 从而为国家制定农业政策提供科学依据。