转移效应（共9篇）
转移效应 篇1
一、引言
众所周知, 我国区域经济发展极不平衡, 区域间的初次分配收入存在着极大的差距。李克强曾经指出, “要敢于直面城乡、区域两个最大的差距”。根据国家统计局数据显示, 2012年就城镇初次分配收入而言, 中国东部城镇居民人均初次分配收入为26, 122.74元, 中部城镇居民人均初次分配收入为16, 170.63元, 西部城镇居民人均初次分配收入为16, 546.72元;就农村初次分配收入而言, 中国东部农村居民人均初次分配收入为11, 344.72元, 中部农村居民人均初次分配收入为7, 124.49元, 西部农村居民人均初次分配收入为5, 268.55元。由数据不难看出, 无论是在城镇还是在农村, 区域间居民初次分配收入都存在着巨大差距。
政府转移性支付是政府的一种收入再分配手段, 由于转移性支付增加对落后地区的拨款, 促进了资本向不发达的中西部地区流动, 如果转移支付是有效的话, 就能促进落后地区的发展而缩小地区收入差距。那么, 转移性收入是否起到了缩小地区内收入差距的作用?如果它具有正向的再分配效应, 它在多大程度上起到缩小收入差距的作用呢?对不同区域的收入差距的影响 (再分配效应) 是否相同?而对缩小区域间收入差距, 转移性支付是否同样存在正向的作用?这是本文所关心的问题。
二、国内相关文献回顾
目前, 国内有很多学者对我国转移性收入的再分配效应做了相关研究。从研究的方法上看, 主要有基于不平等指数的分解和使用计量经济模型, 其中前者又可以按不同收入群组和不同收入来源的组成部分来进行不平等指数分解。国内主要文献包括:
黄祖辉、王敏、万广华 (2003) 和黄祖辉、陆建琴、王敏 (2005) 采用GE指数区域分解方法和收入来源分解方法分析了转移性收入对居民收入不平等的影响。研究发现我国现阶段的政府转移性支付并没有成为缩小收入不平等, 尤其是缩小城乡居民收入不平等的再分配手段。杜鹏 (2004) 运用泰尔指数及其分解方法对东北三省转移性收入再分配效应分析表明:转移性收入扩大了东北地区、地区内城镇居民收入差距。张明喜 (2006) 利用人均产出增长率 (以GDP衡量) 、初始收入水平、转移支付率三个变量, 测算并分析了1995~2004年我国居民收入的收敛性, 得出了转移支付只对东部地区收入差距起到了收敛作用, 对中西部地区的作用不明显的结论。曾国安、胡晶晶 (2008) 从城乡居民收入来源的角度得出了转移性收入差距扩大了城乡居民收入差距的结论。戴平生、庄赟 (2012) 提供了一种有效的基尼系数分解方法, 可以得到各收入来源收入份额增长对总体基尼系数边际影响。对2005~2009年我国地区农村居民收入不平等研究的结果表明:转移性收入的不平等出现了明显的下降, 并且其对总体基尼系数的影响由扩大转变为缩小。
从以上的文献回顾中, 我们发现:在数据使用上, 由于早期数据有限, 大量研究的数据是来源于统计年鉴的收入分组数据, 李实 (2002) 认为使用分组数据计算的不平等指数存在估算上的误差问题, 如果使用微观数据就不存在估算上的误差, 并且从宏观角度对转移性收入的再分配效应进行研究, 其微观解释力度不足;在研究的角度上, 主要研究转移性收入对城乡居民收入再分配效应或者单独研究转移性对农村或城镇居民收入再分配效应;在研究的层面上, 主要集中在全国层面或者省际层面, 对区域层面关注不够;在研究的方法上, 主要以收入差距的分解方法作为研究工具:收入差距的群组分解法 (以泰尔指数为主) 、收入差距按收入来源分解 (以基尼系数为主) , 也有些使用计量经济模型对转移性收入的再分配效应进行检验;在研究的结论上, 尽管学者研究的角度不同、层面不一、方法各异, 但最后得出的基本结论是:转移性收入在全国范围内存在着极大的差距, 几乎没有起到缩小组内居民收入差距的作用, 并且拉大了组间 (城乡间) 收入差距。
鉴于几乎没有学者探讨转移性收入对各个区域 (本文指东中西三大经济区域) 内部及各区域之间的居民收入的再分配效应, 本文尝试使用CFPS2010大样本和高质量的微观家庭数据, 研究转移性收入对东中西三大区域居民收入差距的影响。
三、相关概念的界定
研究政府的再分配政策———转移性收入的再分配效应, 首先会涉及到实施再分配政策前后不同概念的收入, 本文主要是通过测算比较这些不同概念收入的泰尔指数的变化来衡量政府再分配政策的效应, 因此有必要对各种收入概念进行界定。
转移性收入主要包括以下几个部分:离退休金、价格补贴、赡养收入、赠送收入、亲友搭伙费、记账补贴、出售财物收入、其他。其中, 离退休金、价格补贴和其他中的抚恤和社会福利救济部分属于政府转移性收入, 也就是本文所要研究的转移性收入。
未实施再分配政策时的收入主要包括工资性收入、经营性收入、财产性收入和其他收入, 是实施再分配政策前家庭及成员由个人劳动及资产带来的各种收入的总和, 本文称之为市场收入, 主要反映的是居民初次分配收入。
实施再分配后的收入由市场收入和政府转移性收入两部分组成, 本文称之为总收入。
四、实证分析
(一) 测度收入差距指标的选择。
在研究收入分配时, 可以使用基尼系数、GE指数、变异系数、收入不良指数、阿特金森指数等对收入差距进行度量。根据本文研究的目的, 不仅需要对不平等进行度量, 而且还要对不平等指标按区域进行分解。因此, 所选指标的分解性就显得极其重要了。目前国内文献中度量不平等主要选用的指标是基尼系数和广义熵 (GE) 指数。
根据研究的目的不同, 总体基尼系数可以按收入来源和收入群体进行分解。目前, 基尼系数的群组的可分解性存在争议, 这是国际学术界的共识。基尼系数在不同群组之间是无法完全分解于尽的, 因为分解后除了包括组内差距和组间差距之外, 还有一个相互作用项。程永宏 (2006) 指出这个颇具争议的交叉项除了反映各组收入分布的重叠程度, 并没有更多的经济含义。万广华 (2006) 提到, 不平等的分项收入分解最好使用基尼系数, 而不平等的人口组分解最好采用GE指标。本文采用被众多学者公认可以进行群组分解的第二泰尔指数作为度量收入不平等的指标。
泰尔指数由泰尔在1967年提出, 它的计算公式为:
其中, yi代表收入观察值, 代表平均收入, fi代表人口比例。Bourguignon (1979) 证明, T0是唯一可以用人口比重作为权数的相加可分解指标。Shorrocks and Wan (2005) 指出, 使用T0指标的优点是分解结果不取决于组间贡献和组内贡献的计算顺序, 而且所使用的权数的和为1, 其他不平等指数则不具有这样的优点。本文选取第二泰尔指数作为度量收入不平等的指标。
本文所使用的是微观样本数据, 基于微观样本数据的泰尔指数计算公式为:
式中, T0代表总体不平等, Tw代表组内不平等, Tb代表组间不平等。整体被分成k组, n为样本总量, nj (j=1, 2, …, k) 为第j组样本量, yij表示第j组第i个样本收入观察值, 分别为总体、第j组的收入均值。组内差距对总体差距的贡献率为:Tw/T0, 组间差距对总体差距的贡献率为:Tb/T0。
(二) 方法和数据说明。
测度政府再分配政策———转移支付的再分配效应的一种方法是考察转移支付前后的泰尔指数的变化, 用公式表示为:
式中, TMR表示市场收入的泰尔指数, TTR表示包括转移性收入的总收入的泰尔指数。如果为正值, 说明转移支付后收入的泰尔指数变小了, 政府的再分配政策起到了缩小居民收入差距的作用, 转移性收入具有正的再分配效应;如果为负值, 说明转移支付后收入的泰尔指数变大了, 政府的再分配政策并没有起到缩小居民收入差距的作用, 转移性收入具有负的再分配效应。
另外, 我们还可以利用再分配系数来测度再分配效应的相对变化, 以考察再分配效应的强度, 可以用公式表示为:
本文利用CFPS2010数据, 该样本覆盖了25个省、市、自治区, 基线调查共采访约14, 960户家庭、42, 590个人。CFPS2010总收入包括工资性收入、经营性收入、财产性收入、转移性收入和其他收入。其中, 转移性收入包括政府补贴、离退休金、低保等政府补助。CFPS对转移性收入的提问比较详细, 在政府补贴这方面不仅包括现金补贴而且还包括实物补贴, 以及新农保政府补助、养老金、离退休工资、失业保险、商业人寿保险分红、商业养老保险分红、商业养老金和商业财产保险分红等, 更能全面反映政府转移支出。
在这里, 有以下两点需要说明:一是CF-PS2010测量工资收入所涉及的家庭成员范围较广, 既包括常住人口, 也包括由于上学、打工、参军等原因暂不居住家中的成员, 基于此口径计算的人均收入能够反映家庭真实收入和经济负担状况;二是本文使用的CFPS的收入考虑到了农民家庭自留消费的农产品价值, 经过调整计算出的农村家庭总收入, 调整后的收入能够较准确地反映居民的收入水平。
(三) 实证结果与分析
1、区域划分。
本文将CFPS2010调查的各省份划分为东中西三大经济区域。其中, 东部区域包括上海、北京、天津、山东、江苏、浙江、福建、广东、辽宁9个省市;中部区域包括河北、山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9个省;西部区域包括陕西、重庆、四川、广西、贵州、云南、甘肃7个省。将河北归入中部, 是参考了白雪梅 (2006) 的划分方法, 河北省除了京津唐周边地区经济较发达以外, 其他地区的经济类型同河南、山西较相似。
2、各区域、分项收入的描述性统计分析。
经过对CFPS2010数据进行清理, 删除缺失数据后, 共得到13, 506户家庭数据, 对其进行描述性统计分析, 结果见表1。 (表1)
从对各区域的分项收入的统计性描述分析可以看出, 在2009年, 东部居民的人均总收入和人均市场收入达到西部居民的2倍, 而人均转移性收入达到西部居民的近4.5倍;就这三项收入而言, 中西部低于全国的平均水平, 东部高于全国的平均水平, 我国人均转移性收入的区域间差距很大。
3、实证结果。
运用基于微观数据的泰尔指数计算及区域分解方法, 得到全国、东部、中部、西部、组内及组间的市场收入泰尔指数、总收入泰尔指数、再分配效应及再分配系数, 结果如表2所示。 (表2)
从结果可以得到如下结论:
(1) 全国及东中西部的总收入泰尔指数与市场收入泰尔指数相比较低, 再分配效应的值均为正值, 这说明政府转移支付后, 收入分配的泰尔指数均下降了, 政府的转移性收入对全国、东部、中部及西部的居民收入分配具有正向效应, 起到了缩小居民收入分配差距的作用。
(2) 尽管政府的转移性支付缩小了全国及东中西三大区域的居民收入差距, 但是对他们的程度是不一致的, 这一点可以从表2中再分配系数看出。就全国而言, 收入分配的泰尔指数较转移支付前下降了3.39%;东部区域收入分配的泰尔指数较转移支付前下降了7.71%;中部区域收入分配的泰尔指数较转移支付前下降了7.11%;西部区域收入分配的泰尔指数较转移支付前仅下降了0.59%。可见, 政府转移支付对东部和中部的居民收入分配的正向效应较明显, 而对西部居民收入分配几乎没有起到正向效应。
(3) 组内再分配效应的值为正, 组间再分配效应的值为负, 这说明政府转移性支付缩小了组内收入差距, 使组内的泰尔指数降低了15.40%, 但却拉大了组间收入差距, 组间的泰尔指数上升了25.59%。
(4) 不管是转移支付前还是转移支付后, 区域内部收入对总体收入差距的贡献率较高。转移支付前, 区域内部收入差距对总体收入差距的贡献率是93%, 转移支付后, 区域内部收入差距对总体收入差距的贡献率是91%, 略微下降, 组内收入差距仍是中国总体收入差距的主要部分。从区域内部来看, 东部收入差距要大于中西部的收入差距。
以上分析表明, 政府转移性支付对不同区域具有不同程度的正向收入再分配效应, 它缩小了区域内部的收入差距, 却拉大了区域间的收入差距, 加剧了区域间居民收入不平等程度, 组内收入差距构成了中国总体收入差距的主要部分。
五、结论及政策建议
转移性收入对不同区域的收入再分配效应程度之所以不同, 在一定程度上与各区域政府的转移支付力度有关。由于各区域经济发展状况不同, 政府的财政能力也各异。经济较发达区域政府的转移支付力度就会强些, 居民的转移性收入就会高, 而那些欠发达区域居民的转移性收入则较低。根据表1可知, 东部居民人均转移性收入是西部居民的近4.5倍。区域间转移性收入存在的巨大差距, 使转移支付后区域间居民收入差距更大了, 转移性收入并没有起到缩小区域间居民收入差距的作用, 这与我国要实现公平的再分配政策目标相悖。
为了解决区域间收入差距问题, 政府应该根据各区域的实际发展情况进行转移支付, 加大对财力较弱的中西部区域的扶持, 加强对中西部区域居民的转移支付力度, 逐步缩小收入差距, 使转移性收入发挥其真正的作用。
参考文献
[1]黄祖辉, 王敏, 万广华.我国居民收入不平等问题:基于转移性收入角度的分析[J].管理世界, 2003.3.
[2]黄祖辉, 陆建琴, 王敏.城乡收入差距问题研究——基于收入来源角度分析[J].浙江大学学报 (人文社会科学版) , 2005.4.
[3]杜鹏.转移性收入对收入差距的影响——以东北地区城镇居民为例[J].中国软科学, 2004.10.
[4]张明喜.转移支付与我国地区收入差距的收敛分析[J].财经论丛, 2006.125.
[5]曾国安, 胡晶晶.2000年以来中国城乡居民收入差距形成和扩大的原因:收入来源结构角度的分析[J].财贸经济, 2008.3.
转移效应 篇2
一、劳动力转移对经济增长的效应模型
劳动力转移效益即为劳动力再配置所带来的经济效益。劳动力在不同部门之间的转移，是以不同部门间劳动生产率不同为前提的。劳动力从效率低的部门向效率高的部门转移，势必提高劳动力的总体效率。因此在测量具有不同边际生产率的部门之间劳动力转移对增长的作用时，就要比较生产率总增长率与生产率部门增长率的加权平均数，两者之间的差距就是劳动力转移效益。测算劳动力转移对经济增长的配置效应②模型如下：
社会总产出Y，可以表示为总劳动生产率P与投入的总劳动力数量L之积：
Y＝P×L （1）
则在某一考察期t内，总产出的增长为：
ΔY＝Yt－Y0＝PtLt－P0L0（2）
总劳动生产率P与投入的总劳动力数量L可以写成如下差分形式：
Pt＝P0＋ΔP，Lt＝L0＋ΔL （3）
将其代入式（2），整理得到：
ΔY＝P0ΔL＋ΔPL0＋ΔPΔL
（4）
将公式（4）两边除以Y0，得到：
用G*表示各要素的增长率，则根据（5）式可得：
Gy＝Gl＋Gp＋GlGp （6）
这说明总产出的增长率可以分解为劳动力增长率、劳动力生产率增长率以及二者乘积之和。因此可以分别得到考察期t内劳动力增长率对产出增长的贡献率El，劳动生产率的变化对产出增长的贡献Ep，以及劳动力与劳动生产率共同作用不可分解部分对产出增长的贡献Elp，即：
为了单独考察农业劳动力从效益低的农业部门向效益高的工业及服务业部门转移所带来的资源配置效应，这里将产业部门划分为两个部门，即农业与非农业部门。于是总劳动生产率可分解为农业部门与非农业部门劳动生产率的加权平均和，权数为农业与非农业部门各自的就业比重：
式（8）中Y1代表农业部门的产出，L1代表农业部门的劳动力，P1代表农业部门的劳动生产率，R1代表农业部门的就业比重；Y2，L2，P2，R2分别代表非农业部门的相应指标。对式（8）两边关于时间求微分，再除以P得：
Gp＝（I1Gp1＋I2Gp2）＋（I1GR1＋I2GR2）（10）
式（10）中I1、I2分别为农业与非农业部门在总产出中的比重，GP1、GP2分别代表两部门的劳动生产率增长率，GR1、GR2分别代表两部门就业比重的增长率。式（10）表明总劳动生产率由两项因素构成：一是不同部门劳动生产率的加权平均数，记为B（P）；二是具有不同劳动生产率的部门之间的劳动力流动。可见第二项代表了农业部门与非农业部门之间就业变化对总劳动生产率增长的影响，将其视为农业剩余劳动力转移的再配置效应，记为A （P）。因此，农业剩余劳动力转移对总劳动生产率增长的贡献以及对总产出增长的贡献分别为：
农业部门与非农业部门劳动生产率的加权平均数B（P）对全社会劳动生产率及总产出增长的贡献分别为：
在具体测算中，农业劳动力转移的再配置效益为：
A（P）＝GP－（I1GP1＋I2GP2）
（13）
二、实证分析
农业剩余劳动力的再配置效益表现为，劳动力从低效率的农业部门转向高效率的非农业部门，致使全社会总劳动生产率的提高，从而带动地区经济的高速增长。经统计分析，近20年宜昌市的劳动生产率有了长足的进步，农业部门劳动生产率增长了8.10倍，年均增长率为13.05%；非农部门劳动生产率增长了10.47倍，年均增长14.51%；全社会劳动生产率增长了12.77倍，年均增长15.69%。表1列示了1990—2008年宜昌市剩余劳动力转移的再配置效应。
从表1可以看出，宜昌市总产出1990—2008年年均递增16.51%，劳动力增长0.71%，全社会劳动生产率增长15.69%。劳动力增长对总产出增长的贡献为4.31%，劳动生产率的提高对总产出的贡献为95.01%，两者共同作用的不可分解因素的贡献为0.68%。可见劳动生产率的提高是宜昌市经济增长的主要源泉。进一步地分解表明，全社会劳动生产率的提高中，由于劳动力从低效益的农业转向高效益的非农产业带来的贡献约为10.43%。因此在总产出增长中，源于农业剩余劳动力向外转移的贡献率约为9.91%。这也正是宜昌市农业剩余劳动力的再配置效应。
三、结论
本文通过假定国民经济由农业和非农业两个部门构成，建立了劳动力转移对经济增长的效应模型。通过对宜昌市1990—2008年的农村剩余劳动力转移对经济增长的实证研究，认为宜昌市剩余劳动力转移对社会劳动生产率的提高有促进作用，对经济总量的增长也有显著的贡献。
分阶段来看，1990—1995年，宜昌市的经济经历了一个较高速的增长，GDP年均增长率达17.17%。全社会劳动生产率也有很大的增长，年均增长率达到15.81%。这一时期，受经济条件和风俗、本土观念等因素的影响，劳动力转移力度不大，劳动力转移对全社会劳动生产率的贡献为14.40%，对整个社会总产出的增长贡献为13.26%。
1996—2000年，宜昌市整个经济成功实现了“软着陆”。由于深处中部偏内陆地区，受1997年亚洲金融危机的影响较小，且这一时期，三峡工程正式兴建，巨额投资对经济产生了很强的推动作用，因此宜昌经济实现了持续的快速上涨，GDP年均增长率达20.54%。全社会的劳动生产率也提高很快，年增长率达21.29%。但这一时期劳动力增长出现了负增长，所以劳动力转移对全社会劳动生产率的贡献仅为4.31%，对整个社会总产出的增长贡献也达到了分析期最低点，为4.46%。
2001—2005年，宜昌经济经历了一个相对低谷时期。主要原因是随着三峡工程的陆续竣工投产，投资对经济增长的贡献率逐步降低，“十五”时期前4年为20%，比“九五”时期的平均贡献率下降了26.1%。宜昌GDP年均增长率下滑到了10.33%，全社会劳动生产率增长率下降严重，仅为8.81%。但劳动力增长率有所回升，达到了年均增长1.4%。相比前一时期，劳动力转移对全社会劳动生产率的贡献大大提高，达到了18.89%，对整个社会总产出的增长贡献也达到了16.11%。
2006—2008年，宜昌市着力推进经济结构战略性调整，提升国民经济整体素质，宜昌经济迎来了又一高速发展时期。2008年，宜昌市生产总值、工业总产值分别突破千亿元大关，实现生产总值1026.6亿元，比上年增长14.6%；GDP年均增长率达到21.54%。全社会劳动生产率增长率也达到了21.46%，其中农业部门劳动生产率增长30.34%。主要原因是这一时期第一产业的劳动力每年的绝对减少数在5万人左右。这也从另一个角度说明了劳动力转移对劳动生产率的贡献。这一时期劳动力转移对全社会劳动生产率的贡献达到了14.15%，对整个社会总产出的增长贡献为14.10%。
参考文献：
①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（3）
②卢顺霞. 重庆市农村剩余劳动力转移的数据分析及模型研究[D]．重庆大学，2008
（田梦现，1971年生，三峡大学科技学院经济管理系讲师、硕士研究生、会计师。研究方向：公司金融、区域经济）
转移效应 篇3
一、新余承接光伏产业转移概况
新余地处江西省中部略偏西位置, 是连接东部地区和西部地区的重要纽带, 从2005年首家光伏企业———赛维公司落户新余以来, 在光伏产业的强劲拉动下, 新余经济增长总体上进入了快速发展通道 (如图1所示) 。图1中新余市光伏产业总产值和GDP的变化曲线, 在2005年处及2008年处明显地存在两个拐点, 同时结合新余承接光伏产业的实际情况, 大致可以把新余近年的经济发展分成这三个阶段。
第一个阶段, 以2005年为拐点, 在此之前, 新余市的支柱产业为单一钢铁产业, 产业结构比较单一, 资源禀赋和市场环境已经成为制约新余市经济发展的瓶颈, 造成的结果就是每年GDP增幅都非常有限。
第二个阶段, 是从2005年到2008年这一段时期。在这一段时期新余的光伏产业实现了从无到有、从有到强的飞速发展, 而在此期间尤以塞维公司最为突出, 该公司处于整个光伏产业链的中游, 对整个产业链上游和下游的关联带动作用明显。在这一阶段, 大量的光伏企业开始向新余转移, 如天能电力、新余奥曼特、台湾升阳、新余金品德、江西瑞晶等, 这些企业的转移, 使得新余光伏产业链初见雏形。从图1可以看出, 2005年之后新余市的GDP增长速度呈明显上升趋势。从总体来看, 新余市GDP的年度增长趋势与光伏产业总产值的增长趋势保持高度一致。从量的角度来看, 光伏产业对新余GDP增量的贡献在2006年塞维公司开始规模投产的第一年就达到了28.17%, 2007年为54.11%, 2008年为61.5%。
第三个阶段, 从2009年开始, 一直延续到当前。从图1可以看出, 从2009年开始, 光伏产业的总产值和新余市GDP在绝对值快速增长的同时, 其增长的相对值有放缓的迹象。这主要可以从两方面来理解, 一方面, 2009年受国际金融危机的影响, 国际光伏产业市场不景气, 出口也受到严重阻碍。然而, 就是在这种情况下, 其对当年的GDP增量的贡献率也达到了26.51%, 且在当年第一季度新余市光伏产业增值17.9亿元, 首次超过了同期钢铁产业的增值。另一方面, 也表明新余市的整体经济在前几年的高速增长下已进入了一个新的发展平台, 光伏产业对经济增长的贡献将由直接效应转变为间接效应。
二、新余承接光伏产业转移的效应
(一) 技术效应
光伏产业链主要包括多晶硅料、多晶硅片、太阳能电池及组件、发电工程四个相关的环节, 每个环节都对技术要求很高, 是典型的技术密集型产业。近年来, 新余在光伏产业各环节及辅料开发、废料再生、资源能源回收利用等方面形成较强研发能力, 为江西省光伏产业发展提供技术支撑。如赛维公司在刚成立之初就积极对外合作, 引进国际先进技术和设备, 通过不断学习外国先进工艺技术, 在控制硅片性能、增大硅锭尺寸及多种辅材耗件国产化等方面取得了很大的技术进步;江西中能自主开发的多晶硅锭石英坩锅, 打破了国外对多晶硅锭石英坩锅产品和技术的行业垄断, 对我国光伏产业总体技术水平的提升意义重大。
(二) 就业效应
到2011年, 在赛维公司的带动下, 新余市已吸引了近40余家光伏企业落户, 直接从事光伏产业的人员超过4万人。光伏产业的快速发展, 导致该产业对人才需求量的剧增。经测算, 在现有的技术水平条件下, 到2015年如果光伏产业的产值突破千亿的规模, 那时需要各类、各层次人才就将达10余万人。另一方面, 由于光伏产业的强劲增长, 增大了对各层次劳动力的需求, 使得原有的劳动力市场均衡局面被打破, 从而提升当地的平均工资率, 而平均工资率的提升又会吸引更多劳动力的流入。在2005年到2007年新余光伏产业发展最为迅速的3年中, 新余市非国有单位职工平均工资增长率分别达到了9.88%、25.24%、23.53%, 明显高于江西省的同期平均工资增长率, 体现了光伏产业的强劲拉动作用。2009年在全球失业率高企的情况下, 新余在维持原有就业水平的前提下, 平均工资水平基本保持与2008年持平, 这些无疑得益于以光伏产业为核心的合理产业体系的基础性作用。
(三) 资本效应
在承接光伏产业之前, 新余市资金每年都呈净流出状态。2005年末, 全市金融机构各项存款余额为159.05亿元, 而金融机构各项贷款余额为100.65亿元。自2005年塞维公司落户新余以来, 在一期总投资就达7250万美元, 2007年赛维公司在美国纽约证交所上市, 融资达4.86亿美元。在科技融资渠道方面, 新余市逐步形成了以政府投入为引导、企业投入为主体、民间投资跟进的多元化投入体系。光伏产业不但是一个技术密集型产业, 也是一个资本密集型产业, 对承接地来讲, 其资本效应是十分明显的。
(四) 制度效应
对于正处在制度转型期的新余来说, 在政府的引导下主动承接光伏产业跨区域转移本身就是一种制度创新, 承接光伏产业转移在很大程度上意味着引进了一种新的投资主体、新的资源分配方式和新的企业制度。在新余光伏产业发展的近十年的历程里, 这一局部的制度安排以“推” (强制性制度变迁) 和“拉” (诱致性制度变迁) 两种力量促进了新余的各类制度转型速度, 其中主要包括产权制度、市场化程度、政府效率、对外开放程度等四个方面。在产权制度方面, 截止到2011年, 新余的国有化比例在经济总体中的比例与2003年相比, 降低了50%以上;在市场化程度方面, 由于转移的许多光伏企业更了解市场经济规则, 也更习惯按市场规则进行企业营运, 这样就充分地降低了当地的市场分割程度, 随着光伏产业转移规模的不断扩大, 新余的整体市场结构、公司的竞争行为以及新余政府的相关市场政策等都出现了进一步的优化;在政府效率方面, 由于新余承接光伏产业从某种程度上, 可以说是政府主导的结果, 在此过程中, 政府出台了诸多的优惠政策, 也为此设置的许多专门的服务机构, 从而为当地企业提供了更便捷的服务, 降低了交易成本;在对外开放程度方面, 由于光伏产业是出口导向型产业, 到2007年, 新余光伏产业的出口额就占全市总出口额的比例就达到了60%以上, 其后虽受全球经济危机和以美国和欧盟的贸易保护主义的影响, 其增速有所放缓, 但总体的出口比例还是很高。
三、结语
转移效应 篇4
摘要：新劳动力迁移理论认为，在不同的市场环境下，要素流动对农业生产会产生不同的影响，劳动力转移的农业生产效应将存在差异。以水稻生产为例，利用对中国东部江、浙、粤和西部川、渝、黔六省市的抽样调查的农户数据，实证检验市场化水平对劳动力转移影响农户技术效率的调节效应，分析表明：劳动力转移带来的农业劳动力减少造成了农户水稻生产技术效率的损失，务工汇款并不能帮助农户改善水稻生产技术效率；市场化水平的提高没有改变务工汇款与农户技术效率的关系，但显著抑制了劳动力流失产生的消极影响。因此，市场环境的差别会导致劳动力转移效应的差异。各地政府应该致力于改善市场环境，提高市场化水平，促进农业生产效率提升。
关键词：劳动力转移；农户技术效率；市场环境；市场化水平；务工汇款；农业生产效率；调节效应
中图分类号：F241.22；F323.5 文献标志码：A文章编号：16748131（2016）04003008
一、引言
关于劳动力转移效应的经验结论一直存在较大的差异，尤其是在劳动力转移对农业生产效率（比如农业技术效率）会产生何种作用上，学者们的分歧更为明显。对这种差异和分歧的形成主要有两种解释：一是劳动力转移程度不同会导致其对农户技术效率的差异性影响。农户将家庭剩余劳动力转移到非农产业中可以避免使用劳动力弥补技术不足的行为，从而提高农业技术效率（梁义成，2011；李勋来 等，2005）；但我国农村劳动力已经呈现过度转移状态，这可能引起农业劳动力短缺，农户会通过粗放经营来应对劳动力的不足，从而制约农业技术效率的改善（Scott et al，1999；李谷成，2008；Mochebelele et al，2000；Abdulai et al，2001）；同时，转移劳动力外出务工后给家里的汇款（以下简称务工汇款）可以解除农户的资金约束，农户使用先进要素可以部分抵消劳动力流失所产生的负效应（Scott et al，1999）。二是劳动力转移对农业生产效率的影响往往会通过一些环境变量进行传导（钱文荣 等，2011），农户的资源禀赋以及地区的经济特征（如农户家庭生命周期、农户的资产存量、村庄的农业基础设施以及当地的经济发展水平）都可能改变劳动力转移与农业生产间的关系。后一种观点更能准确解释劳动力转移效应在地区和农户间的差异，但这方面的实证研究相对欠缺。
新劳动力迁移理论（NELM）强调市场环境与劳动力转移效应的关系，认为发展中国家市场不完善会导致劳动力减少对农业生产消极影响，而务工汇款可以帮助农户采取资金替代劳动力策略，部分抵消劳动力不足的负向作用（Stark，1991）。该观点隐含了另外一层含义，即如果在市场较为完善的条件下，劳动力转移对农业生产效率的影响可能会降低。这也就意味着市场化水平不同，劳动力转移对农户生产效率的影响也就存在差异。然而这种差异并未得到实证检验，市场完善程度提高是否能够降低劳动力转移对农业生产效率的消极影响是不明确的。由于渐进式改革的持续推进，我国市场化进程在不同地区存在明显差别，这为对这一观点的实证研究提供了条件。本文试图对新劳动力迁移理论的上述观点进行实证检验，从而进一步厘清劳动力转移效应产生差异的原因，以利于正确理解要素变动影响农业生产的机理，并对我国劳动力转移现实背景下改善农户技术效率提供政策参考。
二、理论分析与研究假设
处于小农经济转型期的农户行为是比较复杂的，农户的生产、消费和劳动力供给等决策和行为除受农户自身食物需求约束以及农户本身的资源限制（如劳动力和资本）外，还受社会经济环境和政府政策的影响（张林秀 等，1996）。目前，我国农村中满足自身需要、依据家庭要素禀赋进行农业生产的小农特点仍然存在，而传统农业改造过程中市场对小农生产的冲击也日趋显著。另一方面，农户对技术效率的改善还取决于其生产态度和管理水平的提升以及先进要素的投入（Mochebelele et al，2000）。农户的技术效率水平是农户家庭要素禀赋以及所处的市场条件共同作用的结果，而劳动力转移通过改变农户的资源禀赋和生产态度等对其技术效率产生影响，这种影响又受到市场环境的调节。
杨宇，高静：市场环境对劳动力转移影响农户技术效率具有调节效应吗？
借鉴新劳动力迁移理论中市场约束条件下农户资源禀赋变化对农户生产决策影响的机理分析，可以发现劳动力转移、市场环境和农户技术效率的内在关系。如图1所示，假设农户家庭拥有要素禀赋为T，可以进行低效率和高效率两种农业技术投资，两种投资的产出分别为Q0和Q1。F代表了一组农户家庭特征变量，它和农户家庭的要素禀赋一起决定着农户在各产品上的生产力。生产可能性前沿（PPF）用生产线PP表示，其产出函数为Q*=f0（T，F）。由于发展中国家的市场机制运行不畅，农户在进行高效率技术投资时往往会受到一系列约束，如劳动力、资金或风险约束，而且在不同的市场约束条件下农户的生产函数存在不同。比如生产线PP为市场约束较低时农户的生产前沿线，生产函数为Q*=f1（T，F）；在同等的资源条件下，市场约束越低，农户的生产效率越高，农户的生产线会逐渐与X轴平行。如果市场是完善的，即土地可以不受限制地出租或者租入，农户可以从资本市场上方便地获取资金，劳动要素可以自由地提供给市场，也很容易从市场上获得，同时产品价格能够按照市场供求规律变化。此时农户在生产中会以效率为导向进行资源配置和技术投资，在图中表现为其生产的点为最高点Q*，农户的生产线会完全平行于X轴，这种情况下农户不会受到自身资源禀赋的约束，而是将生产效率最大化以获得最大化利润，但这一理想状态在发展中国家几乎是不存在的。
假设农户原有的资源禀赋为T（0），此时不同市场约束条件下农户的生产点可能就有差异，在图中表现为a点和b点，生产效率分别为Ya=（Q1T（0）+Q0T（0））/T和Yb=（Q1T（0）+Q0′T（0））/T。劳动力转移改变了农户的劳动力、资金等要素禀赋，劳动力的数量和质量的下降会降低农户对农业生产的管理能力，尤其是对各种要素的投入以及技术采用（掌握）的程度，从而降低农户的技术效率。但转移者的务工汇款可以帮助农户采取资金替代劳动力的策略，因而兼业户会倾向于高效率的技术投资。另外由于在主要的生产要素投向、家庭的经济实力、农业生产经营目标上存在不同，同时受制于农户劳动时间总量，两种类型的农户在农业生产的行为方式和决策上存在很大的差别。所以，最终生产经营目的的不同和自身资源条件的限制会使得兼业户和纯农户在农业生产方式上产生差异（陈超 等，2004），这些差异表现为兼业农户的生产点会发生移动。由于不清楚劳动力转移和务工汇款的影响大小，生产点可能会向上，也可能会向下移动。如果劳动力减少T1，资源禀赋向下移动到T（1），在市场条件不变的情况下，兼业户会在c点生产，其生产效率为Yc=（Q1T（1）+Q0T（1））/（T-T1）；如果市场约束降低，兼业户会在d点生产，其生产效率为Yd=（Q1T（1）+Q0′T（1））/（T-T1）。endprint
也就意味着市场化水平提高会降低劳动力减少对农户技术效率的消极影响。同样道理也可以证明，市场化水平提高会减弱汇款对农户技术效率的积极作用。市场越完善，农户越能方便地获取各种技术服务，比如农机社会化服务的迅猛发展，种子、化肥、农药等农业物资投入以及信息咨询服务的改善，这些便利均可以弥补农户人力资本水平不足带来的技术效率下降。同时，由于农户很容易从市场获取资金，务工汇款放松资金约束的作用也可能会减弱。完善的市场通过弥补农户自身要素的不足从而放松要素禀赋对技术效率的约束，劳动力转移带来的消极作用可能下降，而务工汇款带来的积极影响也会由于市场环境的改善而被降低。市场化机制更多的是在农户依据自身禀赋进行决策时提供一种调节和补充。正因为如此，由于我国不同地区市场化进程不同，劳动力转移对农户的农业生产技术效率的影响会呈现出明显的地区差异。
基于上述分析，本文提出待检验的研究假设：在市场化水平较低的条件下，劳动力转移带来的农业劳动力减少会使得农户降低技术效率，而务工汇款的流入则有助于农户改善技术效率；随着市场化水平的提高，农业劳动力减少对农户技术效率的消极作用会逐渐消失，而务工汇款对农户技术效率的积极作用也会减小。
三、研究设计与数据说明
1.农户水稻生产技术效率的测算
本文采用数据包络分析法（DEA）来测算农户的技术效率。作为一种面向数据的非参数估计方法，DEA不需要确定投入产出间的函数关系，避免了函数形式的不准确而带来的估计偏差；同时，DEA注重测量个体而非观测量的平均值，因此在对个体的差异尤其是决策单元效率的考察方面有着独特的优势；另外，DEA将投入产出指标的权重作为变量，无需事先确定各个指标的权重，可以有效避免在权重分配时评价结果受到评价者主观意愿的影响（魏权龄，2004）。这些优势使得DEA方法得到了普遍的应用。
由于我国农户的市场环境并非完全竞争，其规模收益是可变的，因而选择基于投入角度的规模收益可变条件下的BCC模型更为恰当。模型中的产出指标是农户的水稻产量，投入指标包括土地（水稻种植面积）、劳动力、种子、化肥、农药以及农机服务费用和畜力费用，DEA的测算结果为既定产出条件下对投入利用的相对有效程度的纯技术效率。
2.劳动力转移影响农户技术效率的回归模型
考虑到农户技术效率具有删截性质，在因变量受限的情况下，OLS是有偏估计（伍德里奇，2007）。所以本文采用Tobit模型进行估计，该模型可以将不在这个区间段的因变量值截取掉，从而得到一致性和渐进正态性的数据模拟效果，最终保证估计结果的无偏性。
M为农户家庭劳动力外出务工时间（月），该变量反映了劳动力转移引起的农业劳动力减少的数量。考虑到劳动力外出务工时间很可能是内生变量，本文从迁移网络中寻找工具变量来解决变量的内生性问题（Zhao，2001），选取亲戚中外出务工人数和本村外出务工人数作为工具变量。采用务工汇款的滞后变量，即上一年外出务工者寄回家的汇款R（-1）来考察汇款对农户技术效率的影响。控制变量XT主要包括户主的特征（年龄、性别和受教育程度）以及农户的家庭特征（家庭劳动力人数、离集市的距离、除水稻以外其他作物经营面积和地势条件），以反映影响农户技术效率的其他因素。
3.市场环境对劳动力转移影响农户技术效率的调节效应分析
调节效应分析一般有两种方法：一是按照调节变量进行分组回归，比较分组回归系数的差异来判断调节效应的显著性；二是将调节变量与自变量的乘积项放入回归模型，通过乘积项系数来识别调节作用显著与否（温忠麟 等，2005）。本文中各地区的市场化水平是连续变量，因而适宜采用第二种方法，即将市场化水平的代表变量Z及其与劳动力外出务工时间和务工汇款的乘积项放入回归模型（3）中形成模型（4）。乘积项系数的显著与否反映了市场化水平对劳动力转移影响农户技术效率的调节作用的显著性，如果存在明显的调节效应，那么市场化水平不同会导致劳动力转移对农户技术效率的影响也不同。
Z为市场化水平变量，本文选用樊纲等（2010）对基于中国各地市场化进程测算出的市场化指数来衡量。该指标从政府与市场的关系、非国有经济发展、产品市场发育程度、要素市场发育程度和中介组织发育与法律等5 方面来刻画各地区市场化水平，同时可以反映出市场在农户生产中的决定作用大小以及资本（技术）、劳动力等要素的流动及其市场可获得性在不同地区的相对差异。从2009年测算的结果来看，我国各地区市场化水平差异较大，东部地区的市场化指数较高（江苏为11.54，浙江为11.8，广东为10.42），而西部地区的市场化进程较为缓慢（四川为7.56，重庆为8.14，贵州仅为5.56）。
4.样本与数据
本文实证分析所用样本数据来源于课题组于2014年2月组织的农户问卷调查。考虑到需要检验在市场化水平不同的地区劳动力转移对水稻生产技术效率影响的差异，此次调查对样本农户的分布区域进行了精心安排。首先，在市场化进程较快的东部地区选择了江苏、浙江、广东三个省份，在市场化水平较低的西部地区选择了重庆、四川和贵州三个省市。其次，在六个省市抽选水稻生产较为集中的区域，因而样本地区的地势条件均为平原和浅丘。最后，在抽中的区域中随机抽选调查村，并在调查村中按照等距抽样的方式抽选样本农户。课题组采用入户调查的方式采集数据，调查主要围绕农户的户主特征和家庭特征、农户家庭劳动力外出务工情况以及农户水稻生产的投入产出指标展开。此次调查总共访问了900户农户，剔除掉不完整以及数据有明显矛盾的问卷，最后确认了787份有效问卷（江、浙、粤308份，川、渝、黔479份），有效问
卷比例达到了87%。
调查数据表明，2013年样本农户中70%以上的家庭有外出务工的劳动力，平均每户有外出劳动力1.98人，每个外出劳动力平均务工9.66个月，外出劳动力寄回（带回）家的汇款平均每户达到3.78万元（2012年）。样本地区农户的水稻种植规模偏小，2013年样本农户户均种植水稻2.94亩，平均亩产420.20公斤。表1展示了样本农户2013年水稻生产投入产出的情况。endprint
四、实证分析结果
1.农户水稻生产的技术效率
表2列示了DEAP 2.1测算的六省市样本农户水稻生产技术效率。农户的技术效率平均为0.69，其中纯农户的平均技术效率为0.68，效率较高（0.8以上）的农户只占了28.45%；兼业农户平均技术效率为0.69，效率较高的农户也仅有28.90%。从测算结果来看，农户水稻生产技术效率的损失比较明显。
2.劳动力转移对农户水稻生产技术效率的影响
为了判断选取的工具变量是否恰当，首先将内生变量（外出务工时间）与工具变量（亲戚中外出务工人数和本村外出务工人数）和模型中的控制变量进行OLS回归。
回归结果如表3所示，亲戚中外出务工人数对农户家庭劳动力外出务工时间影响非常显著，农户的劳动力外出务工时间随着亲戚中外出务工人数的增加而显著增加，表明劳动力转移决策中迁移网络起着重要作用。然后将亲戚中外出务工人数与农户水稻生产技术效率进行相关性分析，没有发现二者有明显的相关关系。所以选用亲戚中外出务工人数作为劳动力外出务工时间的工具变量是较为合适的。
为了检验外出务工时间的内生性，分别对（3）式进行Ivtobit回归和Tobit回归。Ivtobit回归是将外出务工时间与工具变量和控制变量的OLS回归拟合值（外出务工时间拟合值）与水稻生产技术效率进行的回归分析，Tobit回归是在不使用工具变量的情况下直接将实际的外出务工时间与水稻生产技术效率进行回归。将两次回归结果进行Hausman检验，其卡方统计值显著，说明两种估计结果存在明显差异，因而劳动力外出务工时间应该是内生变量，意味着农户同时对劳动力外出务工和水稻生产进行决策，因此采用Ivtobit进行估计的结果才是无偏和一致的。
Ivtobit回归结果显示劳动力外出务工时间的回归系数显著为负，说明农业劳动力减少对农户水稻生产技术效率产生了消极影响。这与新劳动力迁移理论的观点保持一致，即农业劳动力的流失的确导致了农业生产的粗放经营。务工汇款有助于提高水稻生产的技术效率，但作用不明显，这一结果并不支持新劳动力迁移理论的观点。户主的特征以及家庭离集市的距离对农户技术效率没有显著作用；家庭劳动力人数较少和其他作物经营面积较小的农户更愿意提高水稻生产技术效率；地势条件的优越性在水稻生产上表现得非常明显，平原地区的技术效率显著高于丘陵地区的技术效率。
3.市场化水平对劳动力转移影响农户水稻生产技术效率的调节效应
根据表5的回归结果可以发现，市场化水平不同的地区水稻生产技术效率存在差异，市场化指数越高，农户的水稻生产技术效率损失越低。并且市场化指数对农户外出务工时间与农户技术效率的关系产生了正向调节，即在市场化水平较高的地区，劳动力流失对农户技术效率的消极较小，但是市场化水平的变化并没有改变务工汇款对农户技术效率的作用。事实上，我国农户外出务工的汇款主要用于消费，与农业生产的关系比较微弱，市场化水平的差异并不能改变农户对务工汇款的用途。结合两方面的作用，可以认为研究假设基本得到验证，即不同的市场化水平下劳动力转移对农户技术效率的影响的确存在差异。
五、结论与启示
本文采用我国东、西部六省市调查数据的实证分析表明，农户外出务工带来的农业劳动力减少会导致农户水稻生产技术效率损失，而务工汇款的流入并不能帮助农户改善技术效率；虽然市场化水平的变化对务工汇款流入与农户技术效率的关系没有产生影响，但是市场化水平提高会降低劳动力减少对技术效率带来的消极影响。因此，在不同的市场环境（市场化水平）下，劳动力转移对农户农业生产技术效率的影响是存在差异的。
本文将劳动力转移和农业生产技术效率选择视为农户家庭的同时共同决策，考虑劳动力转移的内生性有利于正确解释劳动力转移带来的效应差异；同时，重点关注外在条件（市场化水平）对二者关系的调节作用，而不仅仅停留在对劳动力转移效应的简单分析上；更重要的是，基于市场环境角度解释劳动力转移效应的差异为要素变化条件下提高农业生产效率提供了新的思路。依据本文的研究结论，为了降低要素变动对农业生产技术效率带来损害，政府应该致力于改善市场环境，提高市场化水平，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用。对农业发展而言，应该减少政府的直接干预，放开农产品和农业生产要素市场，让农民享受更充分的经营自主权，构建一个有利于农户依据经济利益来提高效率从而发展生产的市场环境；为农业生产创造更好的条件和服务，尤其需要降低农业生产成本，同时提供各种技术的社会化服务，将农业生产引向标准化的轨道，并逐渐向市场化发展。这才是劳动力转移背景下促进农业生产效率提升的有效路径。
参考文献：
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李勋来，李国平.2005.经济增长中的农村富余劳动力转移效应研究[J].经济科学（3）：3943.
李谷成.2008.家庭禀赋对农户家庭经营技术效率的影响冲击[J].统计研究（1）：542.
梁义成.2011.非农参与对农业技术效率的影响：农户层面的新解释[J].软科学（5）：102107.
钱文荣，郑黎义.2011.劳动力外出务工对农户农业生产的影响——研究现状与展望[J].中国农村观察（1）：3138.
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温忠麟，侯杰泰，张雷.2005.调节效应与中介效应的比较和应用[J].心理学报，37（2）：268274.
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论产业转移与产业承接的经济效应 篇5
一、产业转移与产业承接的条件
(一) 产业梯度的存在
不同地区产业发展在客观上存在的梯度性差异, 使产业转移和产业承接成为可能。如果说地区间要素价格的差异是推动产业进行空间转移的最根本因素, 那么, 区域间的产业梯度的存在就是产业能够从高梯度地区向低梯度地区进行转移的最基本的客观条件。例如, 从我国经济发展总量和人均生产效率来看, 我国东、中、西部地区三大地带存在着明显的产业梯度。首先, 东、西部地区GDP差距明显;其次, 东、西部外贸和吸引外资方面差距仍在拉大, 还有东、西部产业结构水平存在较大差异。东部地区无论是经济发展总量还是速度都明显优于中西部地区, 三大区域总体上存在着经济发展的梯度分布。这些差异都是区域产业转移最基本的客观条件。
(二) 经济发展到一定阶段
产业梯度转移是由产品生命周期的不同阶段对技术和市场的不同要求决定的。只有当产业转移的移出区和承接区的经济都发展到一定阶段, 产业转移才有可能发生。当经济发展到一定阶段以后, 高梯度地区往往由于扩张性需求或产业结构优化升级的要求而需要把产业转移出去;而低梯度地区由于经济获得了一定的发展, 也具备了承接产业转移的各种条件, 这些地区为了加快发展而愿意承接各种产业, 于是产业转移得以进行。
(三) 市场机制发挥作用
产业转移是一种市场经济条件下的企业自发的行为。只有在市场经济条件下, 价格机制才能真正发挥作用, 产业转移才能得到推进。在市场经济机制下, 价格机制、供求机制和竞争机制共同发挥作用, 以经济利益刺激经济人做出理性决策, 为不同国家、地区或区域间的产业转移和产业承接提供内在动力和实现方式。
二、产业转移与产业承接的经济效应
(一) 产业转移对转出地和承接地具有双赢效应的经济运动
按照经济学原理, 产业转移不仅有益于产业承接地, 同样有益于产业转出地。产业转出地可以通过产业转出, 实现产业结构调整与产业升级。产业转移与产业结构调整存在明显的互动关系。一方面, 各国或地区的产业调整和升级推动了产业的跨国或跨地区转移;另一方面, 产业转移又反过来促进了各国或地区的产业结构优化和调整。
发达国家和地区产业向发展中国家转移是大势所趋, 产业转移对发展中国家的益处不需阐述, 对发达国家来说, 产业转移不仅优化了岗位结构, 使企业获得了更多的利润, 而且在转移过程中遇到的竞争等因素有助于技术进一步革新。产业转移在短期内的确有一些负面影响, 如造成小部分失业, 但由于产业转移, 新增加岗位要比取消的多得多。而对于减少的岗位, 如果发达国家将劳动力市场改革得更加灵活, 产业转移引起的负面影响则可以得到控制和解决。从长远来讲, 产业转移可以改善所有国家的人民生活水平, 就如同技术进步对经济增长的贡献一样。
(二) 产业转移是经济落后地区实现跨越式发展的重要途径
承接产业转移对欠发达区域实现跨越式发展意义重大。一方面, 承接产业转移是实现欠发达地区经济跨越式发展的重要机遇。另一方面, 产业梯度转移能够实现区域合作“双赢”。欠发达地区有着丰富的资源, 更适合低成本扩张的水、电、劳动力、原材料等生产要素, 这缓解了发达地区突破发展的资源瓶颈。依据产业梯度转移理论, 地区间的产业转移可使先进地区加快产业升级, 集中优势发展高附加值、高技术含量的产业, 而后进地区则可以较低成本引进相对先进的产业和技术, 以“后发优势”提高产业层次与水平, 从而实现产业转移方和接受转移方的“双赢”。产业转移是推动落后地区经济发展最为直接的力量。不发达地区所谓后发优势的发挥, 离不开产业转移这一核心。在目前经济全球一体化的局面下, 可以说, 承接产业转移是落后地区经济发展的动力之源。
(三) 产业转移与产业承接是区域经济发展的重要方式
产业转移往往以投资形式出现, 但本质上是现有生产能力在空间上的整体或部分转移。产业转移与世界经济发展水平以及地区差距密切相关。改革开放以来, 我国东部地区利用率先开放和地域上的有利条件, 抓住发达国家和港澳台地区产业转移的机遇, 承接和发展了大量以劳动密集型产业为主的加工工业, 不仅有力地推动了当地经济发展, 而且成为拉动我国经济增长的重要力量。
目前东部地区集中了全国80%的加工工业, 以电子、信息、汽车及零部件制造为主导的国际产业形成了加速向东部地区转移的新态势。目前正在进行的第四次转移就是世界加工制造中心向中国转移, 特别是世界电子信息产品的制造向中国转移。这几次大规模的产业转移, 都毫无例外地促进了各产业承接区域经济社会的高度发展。可以毫不夸张地说, 我国现代化迈出的第一步, 正是从承接世界发达国家的产业转移开始的。
参考文献
[1]蒋昭侠.产业结构问题研究[M].中国经济出版社, 2005.
转移效应 篇6
股本权证 (equity warrant) 是指由标的股票公司发行, 在规定的期限内或到期日赋予持有人以确定的价格购买或出售标的股票的权利。与备兑权证 (covered warrant) 不同, 在市场非强有效条件下, 股本权证行权会产生稀释效应, 即公司通过发行新增股份实现二次融资。权证持有人行权的动机是能够以低于市场价格购买标的股票获得价差收益, 该收益实际就是原股东作为权证发行人在行权中的损失, 由此产生的财富转移就是通常所说的稀释效应。该问题研究始于20世纪70年代, 至今已取得大量研究成果。然而, 关于风险转移效应的研究却相对较少。风险转移效应是指权证发行所导致的标的股票波动率下降, 即股票持有者将部分风险转向权证持有者。权证发行后, 公司股本价值等于其股票与权证市场价值之和, 当公司股本价值发生变动, 股票与权证价格随之同方向变动, 但二者变动幅度不同, 权证价格变动幅度大于股票价格变动幅度, 由此导致附有权证的标的股票波动率下降即为风险转移。
Black和Scholes[1] (后文称之为BS) 构建了最早的权证定价模型, 该模型将权证作为一份以公司股本 (非股票) 为标的的买入期权进行定价。Galai和Schneller[2]以同样的思路对BS公式进行了优化, 更加清晰地解释了模型中包含的稀释效应, 上述研究都是将公司股本作为权证标的。由于公司股本价值等于股票和权证市场价值之和, 所以, 以上定价模型可以忽略风险转移效应, 即公司股本波动率是一个不变的常数, 权证定价模型就是加入稀释因子修正的BS公式。但是, 这在实际操作中存在两大问题。第一, 权证定价需要已知其标的资产公司股本的价值, 而公司股本价值又取决于权证价格, 即定价过程陷入死循环。第二, 权证发行使公司股本波动率不再等于股票波动率, 即权证定价参数波动率为不可观测变量, 这些问题导致了权证价格无法获得解析解。
针对上述问题, Schulz和Trautmann, Sidenius[3,4]提出了将权证作为以公司股票为标的的标准看涨期权进行定价的思路, 定价模型为不加稀释因子修正的BS公式。Handley[5]对此观点作了经济学解释, 如果证券市场处于强有效状态, 则权证发行所产生的稀释效应在权证发行后应该已经被股票价格及其波动率充分反应。但是, 该定价思路仍没有考虑风险转移效应, 因为, 即使在有效市场结构下, 风险转移效应仍然导致股票波动率为股票价格的函数, 所以任何假设波动率为常数的权证定价模型都是不科学的。Lauterbach和Schultz, Hauser和Lauterbach[6,7]对CEV模型与权证定价进行了相关研究, 实证结果表明, CEV模型较稀释因子修正的BS模型具有更好的定价效果。但是, 他们的研究既没有考虑风险转移效应, 也没有对该效应导致的定价偏差进行修正。
Crouhy和Galai[8,9]发表论文描述了附带权证公司股票波动率与稀释因子和权证价值状态 (moneyness) 之间的关系, 研究表明波动率降幅与二者均呈正相关, 这是最早包含风险转移效应思想的文献。余扬新和雷娟[10]运用欧式下终期权定价模型论证了公司负债的风险转移效应, 遗憾的是这两篇论文只做了定性解释或仅揭示了这一现象。现有关于权证定价模型的研究, 大多考虑的仍然是稀释效应, 将风险转移效应引入权证定价模型的研究文献至今尚未见到。
本文通过构建具有最优弹性参数的常数弹性方差 (CEV) 波动率模型, 不仅可以有效解决基于股本权证定价模型中波动率不可观测的缺陷, 而且能够修正风险转移效应造成的定价偏差。
2 股本权证标的股票波动率过程
2.1 股本权证标的股票波动率模型
权证发行公司满足以下两个基本假设:①公司无负债, 为纯股本类型;②公司价值服从普通几何布朗运动 (GBM) 。则
其中, σ为公司价值年波动率, zt为标准布朗运动。
如果公司在时刻t0发行了m份权证, 其持有人有权利在T刻前以执行价k购买公司v份新发股票, 同时, 为了保证公司股本价值不变, 权证发行所得收益被立即分配给股东。为了防止权证提前行权, 假设权证到期前不支付任何红利。则, 时刻t∈ (t0, T) 公司价值为:At=St+Wt, 其中, St为股票价值, Wt为权证价值。每份股票价值为:
Galai与Schneller[2]构建了如下基于股票st的权证定价模型:
其中,
其中,
由于式 (1) 假设at遵循常数方差过程, 则式 (3) 中看涨期权ct的价值可由BS公式计算, 由此推出st扩展式为:
其中, N (·) 为正态累积概率分布函数;
根据伊藤引理, 附有股本权证的股票收益波动率为:
将式 (4) 代入式 (5) 得:
式 (6) 表明有权证的股票收益率波动率小于无权证股票收益率的波动率, 即σs (at, t) ≤σ, ∀t0<t<T.同时, 可得σ与σs (at, t) 之差与稀释因子φ正相关的结论, 权证发行数量越多, 持有人被转移承担的风险就越大。
图1描绘了σs (at, t) 在不同稀释水平下的曲线特征。假设k=10, r=3%, σ=30%.
由图1得如下结论:
①波动率函数曲线呈“U”型, σs (at, t) 值不随权证价值状态单调递减。
②当权证价值处于价内 (实值) 一定水平之前, 随着权证实值的增加, 风险转移效应同向增大。当权证价值超过一定实值水平之后, 即处于深度实值, 风险转移效应随权证实值的增加反向减小。
③当st→∞时, 权证持有者转变为股票持有者, 风险转移效应消失。
2.2 基于CEV模型的风险转移效应测算
Cox和Ross[11]构建了广义的CEV模型, 不同于平方根CEV模型, 该模型定义的弹性因子不是固定值1/2, 而是取任意的正数。式 (7) 为广义CEV模型。
其中,
基于CEV模型, 令下式成立:
其中, σs (at, t) 含义与式 (5) 相同, 式 (8) 实际就是稀释后股票价格st的表达式, 运用一阶近似, 公式两边线形增加可得:
由于
等式右边为波动率相对于股票价格弹性。则:
虽然股票收益率σs (at, t) 和股票价格st在t时刻已知, 但是γ*仍是不可观测变量at与σ的函数, 因此, 要计算γ*必须用st与σs代替at与σ.将式 (4) 中的at代入式 (5) 得:
则
将式 (12) 代入式 (9) 得:
用 (st, σs) 替代式 (12) 中 (at, σ) 得到由可观测变量计算弹性参数的模型:
其中,
3 股本权证定价模型
将式 (7) 与式 (14) 联合, 得可变弹性参数CEV模型如下:
式 (15) 即为同时考虑稀释效应与风险转移效应的标的股票收益CEV过程。结合式 (15) 根据Schroder[12]以非中心χ2分布建立的期权定价公式, 构建权证定价模型如下:
其中,
4 模型有效性检验
基于CEV的可变弹性参数权证定价模型不仅具有基于股本定价模型准确性高的特点, 而且具有基于股票定价模型操作性强的优点。那么, 该模型对降低权证定价误差, 提高权证定价效果是否较其它模型更优, 本文对BS模型, 平方根CEV模型 (SRCEV) 以及我们构建的可变弹性CEV模型 (FGCEV) 在权证取不同价值状态, 有效期以及稀释水平下的定价效果进行检验。
由于我国权证市场发行的股本权证均是由公司发行可转债所配送, 无公司负债股本权证在我国证券市场尚不存在, 本文构建的定价模型没有考虑负债杠杆效应的影响, 所以, 对模型有效性检验只能采用数值模拟。
假设权证标的股票公司无负债, 共发行权证m份, 稀释因子为φ (φ=30%) , 股本收益波动率为σ (σ=30%) , 执行价为k (k=10) , 无风险利率为r (r=3%) , 权证价值状态分为五类:DOTM (深度价外) , OTM (价外) , ATM (平价) , ITM (价内) , DITM (深度价内) ;稀释水平分为三类:10%, 30%, 50%;有效期分为三类:3个月, 1年, 5年, 共计45组, 每组模拟不同标的股票价值300个, 以Galai和Schneller[2]构建的式 (2) 定价结果为基准, 分别计算BS, SRCEV, FGCEV模型定价结果的平均相对百分误差 (MRPE) 与平均绝对百分误差 (MAPE) 。
由以上定义得:
其中, w (i) mod为股本权证模型价格, w (i) bas为式 (2) 计算的股本权证基准价格。MRPE计算中虽苫抵消了部分正负偏差, 但可明确给出模型定价偏差的方向是高估还是低估, MAPE可有效测度模型定价偏差总大小。
表1、表2分别给出了BS、SRCEV、FGCEV模型定价绝对偏差与相对偏差数值模拟结果。
绝对偏差模拟结果表明:①权证价值状态对模型定价偏差影响最大。一般来讲, 价内和平价权证定价偏差较小, 且定价偏差随权证虚值程度的增大而增大。例如, 当φ=30%, T=1时, 由SRCEV与BS模型对OTM权证定价分别产生的最大偏差为3%与4%, 而对DOTM权证定价分别产生的最大偏差则为31%与23%. ②稀释因子和有效期对模型定价偏差影响较大, 定价偏差随稀释因子和有效期的增大而增大。③FGCEV模型较其它模型在任何有效期和稀释水平下都产生较小的定价偏差。
相对偏差模拟结果表明:①BS模型通常低估虚值权证, SRCEV模型的低估度与高估度分别随着权证虚值度与实值度的增加而增大。产生该结果的原因是BS模型假定波动率为常数, SRCEV模型则假设波动率与标的资产价值为单调负相关。②FGCEV模型具有较好的定价效果, 除了较短有效期和高稀释因子情况, 该模型几乎不存在高估和低估现象, 模型的有效性被进一步验证。
5 结论
权证发行不仅对公司股票价格带来潜在稀释效应, 而且导致股票持有者向权证持有者转移风险的效应。风险转移效应是由股票与权证波动率的不同引起, 企业股本价值变动导致股票与权证两种证券价格同方向变动, 但变动幅度显著不同, 权证价格变动幅度大于股票价格变动幅度, 即股票价格的部分波动转向了权证。
论文在假设股本价值波动率为常数的条件下, 推导的股本权证标的股票波动率方程表明具有稀释效应的公司股票波动率小于无稀释公司股票, 且二者之差与稀释因子和权证价值状态均正相关, 该发现对修正权证定价偏差具有重要意义。
论文构建的基于股票的FGCEV模型能够有效刻画权证标的公司股票波动率, 克服了传统权证定价模型中基于股本存在不可观测变量的不足, 有效解决了风险转移效应导致的定价偏差。通过对BS, SRCEV, FGCEV模型定价效果数值模拟, 上述结论得到了进一步验证。
摘要：构建股本权证标的股票波动率模型, 并在CEV模型的基础上给出了测度风险转移效应的最优弹性参数公式。结合非中心卡方分布期权定价公式, 构建了同时考虑稀释效应与风险转移效应的股本权证定价模型。该模型能够克服传统权证定价模型中基于股本定价存在不可观测变量的不足, 并有效降低定价偏差。数值模拟结果表明, 本文所构建模型较BS和SRCEV模型具有较小的相对与绝对定价偏差。
转移效应 篇7
1 文献回顾与研究假设
1.1 组织支持与乐观精神影响的文献回顾与研究假设
Eisenberger等 (2002) 认为, 有效的组织支持感有助于提升推动员工乐观精神的开发, 从而激发其积极态度和行为[1]。Avolio (2005) 认为, 组织支持感会影响员工乐观精神状态, 从而激发个体潜能[2]。
据此, 本文提出假设H1:组织支持与员工乐观精神水平显著正相关。
1.2 组织支持与知识转移影响的文献回顾与研究假设
Schermerhorn等 (2008) 认为, 员工绩效是组织支持和员工努力的共同结果[3]。曹科岩 (2010) 指出, 组织支持对员工知识转移有正向影响[4]。
由此, 提出假设H2:组织支持与员工知识转移显著正相关。
1.3 乐观精神与知识转移影响的文献回顾与研究假设
王雁飞等 (2011) 研究表明, 乐观的学生比悲观的学生的压力和孤独感更少, 组织支持感更多, 因而学习成绩也就更好[5]。乐观的员工会主动承担责任, 运用积极的方式进行知识转移。
因此, 本研究提出假设H3:乐观精神水平和知识转移显著正相关。
Neilson (1986) 认为, 组织支持不是个体行为的充分条件, 但其心理资本才是产生那种行为的必要条件[6]。Carless (2004) 认为, 员工对工作环境的感知影响其心理资本, 心理资本又影响工作满意感[7]。
由此, 提出假设H4:乐观精神在组织支持与知识转移之间起中介作用。
综上所述, 基于乐观精神中介效应的组织支持与知识转移之间的影响机理如图1所示。
2 变量设计与问卷调查
2.1 组织支持变量设计与问卷设计
组织支持决定了员工对待、吸收和传播知识的态度行为。
根据Anderson (1998) 、祁红梅 (2007) 等的相关研究, 组织文化变量包括: (1) 组织愿景、价值观和目标的认同; (2) 组织成员的建议支持与积极反馈; (3) 组织成员的学习成长鼓励; (4) 组织对成员学习交流的支持; (5) 组织成员开放交流的心理安全保障。
根据Anderson (1998) 、Za’rraga等 (2003) 、Bock (2005) 以及John (2006) 等的研究, 组织氛围变量包括: (1) 工作资源支持; (2) 领导同事信任认可; (3) 领导同事的帮助支持; (4) 领导同事相互关系; (5) 领导风格决策方式。
根据陈旭 (2006) 、欧洲创新研究中心 (2005) 、Davenport (1998) 以及Watson (2006) 等的研究, 组织制度变量包括: (1) 薪酬福利; (2) 职位晋升; (3) 精神荣誉; (4) 工作授权; (5) 决策参与。
2.2 乐观精神变量设计与问卷设计
根据Luthans等 (2006) 、柯江林等 (2009) 、惠青山 (2008) 等的相关研究, 乐观精神变量包括: (1) 阳光总在风雨后; (2) 事物总有积极面; (3) 一份耕耘一份收获; (4) 挫折压力是动力; (5) 问题总有解决之道。
2.3 知识转移变量设计与问卷设计
根据Cohen等 (1998) 等的研究, 知识转移绩效包括知识传播和吸收绩效。其中传播绩效包括: (1) 与相关利益者学习交流的充分性; (2) 同事间意见交流的建设性; (3) 同事间交流的总结性; (4) 新知识、新技术和新方法的应用性; (5) 经验分享与技能交流的频繁性。
吸收绩效包括: (1) 知识、技能和方法完善的及时性; (2) 新知识、方法、观念等掌握的及时性; (3) 组织环境的适应性; (4) 经验、技能和方法吸收的有效性; (5) 工作事务处理的有效性。
最终形成3个维度、6个变量和29个题项的正式问卷。
2.3.1 问卷发放与回收
问卷发放的主要方式有四种:武汉理工大学MBA学生平台、企业人力资源部门、电子邮件随机发放以及专业调查网站。调查共发放问卷321份, 收回301份, 有效问卷286份, 问卷回收有效率为95%, 符合社会学调查有效回收率大于2/3的要求。其中大专以下48人, 大专71人, 本科96人, 硕士52人, 博士19人;理工类83人, 经管类70人, 文法类33人, 其他100人。统计发现, 组织支持问卷Cronbach's Alpha为0.970, KMO为0.966, Bartlett's小于0.001, 因而信度和效度非常好, 适合进行因子分析。根据总体变异量解释百分比, 提取1个共因子对原始变量总体描述程度为70.549%, 这里命名为组织支持。
2.3.2 乐观精神变量因子分析
根据统计结果, 乐观精神问卷Cronbach's Alpha为0.936, KMO为0.899, Bartlett's小于0.001。因此, 乐观精神问卷信度良好, 适合进行因子分析。提取1个共因子对原始变量总体描述程度为79.829%, 这里命名为乐观精神。
2.3.3 知识转移变量因子分析
知识转移总体Cronbach's Alpha为0.956, KMO为0.959, Bartlett's小于0.001, 因而信度和效度良好, 适合进行因子分析。提取1个公因子的总体描述程度为74.728%, 命名为知识转移绩效。
3 结构方程与效应分析
3.1 组织支持对乐观精神与知识转移的影响效应
根据图2, 组织支持直接影响乐观精神以及知识转移, 影响系数分别为0.92和0.92。因此, 假设H1和设H2在这里得到验证。
3.2 基于乐观精神中介效应的组织支持对知识转移的影响效应
根据图3, 组织支持对知识转移直接效应显著降低, 由0.92减小到0.31。组织支持对知识转移的效应, 除直接效应外, 还有通过乐观精神中介的间接效应为0.91*0.65=0.59, 其中乐观精神对知识转移的影响系数为0.65。因此, 假设H3和H4得到验证。
根据表1、图2的结构方程模型和图3的结构方程模型拟合指标良好, 图2的结构方程模型根据T-value和MI值进行修正后的结构模型如图3所示, 模型修正后拟合指标得到相应的改善, 并且组织支持对知识转移的直接影响显著减小, 说明乐观精神在组织支持与知识转移影响中起显著中介效应。
4 乐观精神开发的组织支持策略
企业可定期安排沙龙活动, 给员工们提供更多互相接触交流的机会, 让员工们认识到三人行必有我师, 世界上没有全才, 每个人都有其长项和短处, 就其专长而言, 也是人外有人、天外有天的, 不能目空一切, 只有谦虚, 多向别人学习, 才能不断的提高。激发员工们的团队意识, 团队中互相帮助, 坦诚相待, 承诺给别人的事一定要做到, 对拿不准的事情, 鼓励他人多提意见, 并且要多听他人意见。
在解决前进过程中的障碍时, 逐渐培养起来的自我效能会使预期的结果更加积极乐观。当员工自信能够识别出障碍并制定相应的计划克服它时, 实现目标的积极期望就会增强。提升乐观的方法主要有三种:
(1) 宽容和包容过去, 正确看待自己过去的错误、失败和挫折, 学会重新组织和接受自己过去的失败、错误和挫折;
(2) 欣赏和珍惜现在, 发现当前生活中积极的一面, 对积极的一面应该心存感激并满足;
(3) 寻找机会放眼未来, 寻找将来取得进步和发展的机会, 将未来的不确定性看成可以取得进步和发展的机会, 并采取积极、欢迎和自信的态度来应对。包容过去有助于管理者更准确地评估资源, 为自己和下属设置更现实可行的目标。珍惜现在可防止员工产生消极心态, 这种消极的态度很可能使人没有动力去改变现状, 并不再努力实现未来的目标。领导者对下属员工的能力和弱点有更深入的了解后, 就能更积极主动地为自己及其下属寻求机遇, 谋求未来。对于组织而言, 现实的乐观态度, 能激发并鼓舞领导者和员工接受挑战, 并不断地提升今后的工作绩效, 是一种强有力的工具。
参考文献
[1]Eisenberger R, Huntington R, Hutchison S.Organizational Support[J].Journal of Applied Psychology, 2002 (1) .
[2]Avolio B J.Leadership Development in Balance:Born/Made[M].Mahwah, NJ:Lawrence Erlbaum, 2005.
[3]Schermerhorn Jr., J.R., Gardner, W.L., Martin, T.N.Management Dialogues:Turning on the Marginal Performer[J].Organizational Dynamics, 1990 (4) .
[4]曹科岩, 戴健林.人力资源管理实践、组织支持感与员工知识分享行为关系研究[J].科技管理研究, 2010 (24) .
[5]王雁飞, 李云健, 黄悦新.大学生心理资本、成就目标定与学业成就关系研究[J].高教探索, 2011 (6) .
[6]Neilson E H.Empowerment Strategies:Balancing Authority and Responsibility//S.Strivastva and Associates (Eds.) , Executive power.San Francisco:JosseyBass, 1986.
转移效应 篇8
荷兰病顾名思义是一种经济病,而且起于荷兰,一般指一个国家或地区某种自然资源丰富,所以大量出口类初等产品,引起了资源转移效应,损害了经济发展。那么,什么是中国式荷兰病呢?中国是世界第一人口大国,劳动力资源极其丰富,与传统意义上的荷兰病相同,中国大规模的劳动力开发也产生了“荷兰病”效应,称之为“中国式荷兰病”。我国通过对外向型劳动力密集型产业的大力开发获取了巨大的财富,与此同时,也产生了全国范围内的转移,即资源转移效应。从事农业的青壮年劳动力大规模涌向城市,在城市里寻找就业机会;中西部地区经济发展落后,这里的劳动力大量涌入经济发达的东部沿海地区;有些国有企业发展困难,前景看淡,这里熟练技术的工人和工程师都开始转向待遇更好的其他所有制企业工作,其中外资企业最多。
21世纪以来,中国加入了世贸组织后,经济发展迅速。外向型劳动力密集型产业逐渐发展起来了,我国的东、西部地区经济发展的差距很大,东部沿海地区较发达,中西部地区较落后,收入水平和生活水准的差距也大。想要缩小贫富差距,实现和谐社会首先要解决的就是城乡差距,差距最明显的体现就是收入,提高农村居民的收入是首要问题。使农村的部分劳动力转到城市是一种方法,竞争少了收入就会上涨。想要使农村部分劳动力转向城市,一方面得加强农村的教育建设,文化素质的提高会加快向城市转移的脚步;再者就是在城市发展劳动密集型产业,劳动力的需求量增大自然好转移了,还有提高待遇和福利以提高他们转向城市的积极性。农村居民的文化程度提高后其生活生产方式也会改变,机械化、科技化的大规模生产;小楼房、天然气的进步的生活方式。但是城乡间的劳动力转移同样是要适度的,不能过度盲目转移,使农业荒废,一定要城乡结合,共同发展。在此过程中,乡镇企业的作用犹为重要,它既是一个农村转向城市的重要途径,也是一个过渡跳板,不至于农民冒然入城以至盲目,进而实现城市化。
二、基于三螺旋模型的资源转移效应—劳动力分布—城市化的关系
(一)三螺旋模型
三螺旋模型最初研究政府、产业、大学在创新方面的互相合作的模型,但与此同时,他们还都持有自己的创新模式和独立的身份,它是创新科研的重要组成部分,为国家创新提供了动力的螺旋型创新模型,这就是三螺旋模型。
在政府—产业—大学的三螺旋体系中,政府给予产业政策上的支持,给予大学政策和经济上的支持,产业也会给大学经济上的支持。企业谋发展,大学搞科研,大学的研究成果反过来支持着政府的发展与决策。这就是他们三者间的关系,在创新型国家中这种关系尤为密切。三者间的相互作用和互相合作得到了不少产物和成果,其中有形的和无形的都有,最明显的还是专利和科学论文,特别是专利,它是政府—产业—大学三螺旋体系的重要产物,他们多数来自大学,没有政府和企业的支持,大学的研究是很难进行的。
(二)资源转移效应—劳动力分布—城市化的关系
类比于政府—产业—大学三螺旋模型,资源转移效应—劳动力分布—城市化也有着三螺旋效应。R:资源转移效应;L:劳动力分布;U:城市化。
以影响资源转移效应;劳动力分布;城市化的要素分布来反映三者之间的影响程度。R、L、U区域分别表示仅单独影响R、L、U的要素,RL、RU、LU分别表示共同影响资源转移效应和劳动力分布、资源转移效应和城市化、劳动力分布和城市化的要素,RUL表示共同影响资源转移效应、劳动力分布、城市化三者的要素。
运用TH算法,对于R来说,所有的要素分为影响R和不影响R两种可能,设其概率分别为P1和P2,N为要素总和,则N=R+L+U+RL+RU+LU+RLU。用k表示属于N的任意要素,则:
对于RL来说,所有的要素分同时影响R和L;只影响R不影响L;只影响L不影响R;既影响R又影响L四种可能,设其概率分别为P1,P2,P3,P4。则:
对于RLU来说,所有的要素分为只影响R,只影响L,只影响U,同时影响R和L不影响U,同时影响R和U不影响L,同时影响L和U不影响R,同时影响R、L、U七种可能;设其概率分别为P1,P2,P3,P4,P5,P6,P7,则
但是,若想真正表示R、L、U三者的关系,还要求平均量,也就是各个区的交互影响程度,即T(RLU)=H(R)+H(L)H(U)+H(R)-H(RL)-H(RU)-H(UL)+H(RLU),先把每一项看作一个个体,分别求出每一项在整体要素中发生的概率,再求它们的交互平均量来判断它们互相之间的影响程度。
三、资源转移效应—劳动力分布—城市化三个的相互作用过程
在整个分析中可见,资源转移效应变化的时候,劳动力分布会随之改变,劳动力分布变化了,城市化也会随之改变,自然资源越的转移,产业结构和地区就会发生或大或小的变化,劳动力的分布也会随之移动,劳动力分布越密集的地方,城市化的程度就越高。一般是这样的影响情况,但也不是绝对的单向主导作用,也会互相产生影响,要想整体的经济良好发展,还是要掌握好影响三者的要素平均和资源转移效应—劳动力分布—城市化三者的平衡关系。
四、结论
从模型分析可以看出,在资源转移效应—劳动力分布—城市化这个三螺旋结构中,虽然存在单向的影响和主导作用,但三者也是互相作用相辅相成的,每一个都能成为任意一个的影响因素。控制好三者的平衡关系才能使经济良好稳定地发展。
(一)调控农业和制造业发展以控制劳动力的流动进而控制城市化进程
劳动者是城市化进程中最主要的流动要素,而致使劳动力流动的主要因素就在于工作收入和生活成本的高低。制造业的发展会吸引劳动力转向城市和城市的形成,农民对土地的依附和人们对农产品的需求会减缓劳动力向城市的转移,同时,农产品和制造业产品的运输成本和消费份额也会对城市化的进程产生影响。所以,一方面要加大城市经济制造业的发展吸引劳动力,促进社会进步,加快城市化进程,城市发展起来经济才能快速增长;一方面也要鼓励农业发展,鼓励大学生走回农村,建设社会主义科技新农村,给农民良好的政策,让农民生活得更好,使他们安于农业,如果农业出了问题,其后果的严重性不容小觑,粮食问题直接指向的就是生存问题。
由于运输成本的存在,人们会在选址的时候把企业定位于靠近市场的位置,消费者亦如此,从而双方都会定居于此,企业会吸引外来劳动者,生活在城市的人口就会不断增加,劳动力越多城市越发展人口越多,会这样循环起来。再者,农业发展与城市化不仅存在着制约作用,也有正向的作用,提高农业生产率能够加快城市化进程,农业的生产是必须保证的,当农业生产率提高时,生产同样多的农产品所需的劳动量就会减少,由此“节省”的劳动力就可以投入到城市中,从而加快城市化的发展。最终要强调的还是平衡二字。
(二)控制资源转移效应、劳动力分布、城市化三者的要素平衡,以求经济和社会的稳定发展
荷兰病是资源转移效应最为明显的表现,渐渐成为资源转移效应的代名词,而中国式“荷兰病”就是中国劳动力资源大规模开发而产生的经济问题,前文已做过介绍。劳动力资源的转移与劳动力分布的变化其实是一回事,劳动力资源的大开发,会促使外向型劳动密集型产业和其连带的加工业快速发展,而且成为了中国21世纪初对外贸易稳定持续发展的强大推动力。产业和经济发展起来了城市特征自然就越来越明显,也就是说促进了城市化进程。但是若想让经济持续稳定地发展必须把握好程度,常言道事极必反。劳动力的大开发会带动经济增长和促进城市化进程,但是这样长此以往不进行控制的话,势必造成通货膨胀等经济问题。城市化的“大跃进”也会造成农业发展滞后,城乡贫富差距越来越大等问题,这也是与社会主义社会发展的最终目标——大同社会相悖的。所以,控制好资源转移效应、劳动力分布、城市化三者的要素平衡关系和发展程度对经济稳定发展来说是至关重要的。
摘要：荷兰病是典型的资源转移效应,中国是人口大国,劳动力资源丰富,中国式荷兰病是中国典型的“资源”转移效应。三螺旋模型原指政府—产业—大学间相互作用的关系,本文以三螺旋算法为理论基础,类比于政府—产业—大学体系,用三螺旋模型研究在中国,资源转移效应—劳动力分布—城市化之间的关系。研究得出,由于全国的产业发展和地区经济发展的差距造成了中国的劳动力资源转移,使得劳动力集中分布在东部沿海地区、经济发达的城市和第一产业、第三产业中,这样的劳动力分布情况,使得人口逐渐从农村转向城市,许多乡镇也越来越小城市化,同时城市化也会加剧劳动力资源的转移效应。即资源转移效应影响劳动力分布,劳动力分布进而影响城市化,城市化也反过来对资源转移效应造成影响,他们三者是相互影响的,这就是他们三者之间的“三螺旋”。
关键词：资源转移效应,劳动力分布,城市化,三螺旋模型
参考文献
[1]谢继文.俄罗斯“荷兰病”现象研究[J].重庆:俄罗斯中亚东欧市场,2013(04).
[2]李玫瑰,连序海.警惕农村劳动力转移进程中引发的中国式“荷兰病”[J]贵阳:贵州农业科学,2012(03).
转移效应 篇9
农村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:一是农村剩余劳动力的转移可以增加农民非农收入, 直接推动农民收入增长, 称之为直接影响;二是农村剩余劳动力的转移对农业本身发生影响, 从而间接推动了农民收入的增长, 称之为间接影响。
农村劳动力转移对农民收入的直接影响主要是非农产业收入在农民收入中所占比重不断提高, 非农产业收入对农民收入增长的贡献在不断增大。要指出的是, 在非农产业对国民收入增长贡献中, 近几年农民的工资性收入逐年增长, 主要得益于外出务工, 这是农民增收的新亮点。因此, 非农产业特别是非农产业中的外出务工成为农民人均纯收入增长的主要动力。总之, 无论是从非农产业收入占农民人均纯收入比重看, 还是从非农产业对农民收入增长贡献看, 农业剩余劳动力向非农产业转移就业特别是进城打工就业, 对农民收入增长均有很大的影响。因此, 应继续采取各种有效手段, 促进农村剩余劳动力向城镇转移就业。
农村剩余劳动力转移对农民收入增长的间接影响主要是: (1) 农村劳动力转移, 扩大了农户 (农场) 的土地经营规模, 使之获得了规模经济效益。随着技术装备的改进, 在狭小的耕地面积上已无法充分发挥技术潜力。只有降低农村劳动力密度, 增加每个农村劳动力负担的耕地面积, 扩大土地规模, 才能大规模增加生产, 大幅度降低成本, 从而获得规模经济效益。农村剩余劳动力转移正是达到这一目标的有效途径; (2) 农村劳动力的转移, 降低了农村劳动力总量的增长速度, 甚至直接减少了农村劳动力的总量, 提高了农业劳动生产率, 间接推动农民收入增长; (3) 农村劳动力的转移, 提高了农业的商品化程度和产品竞争能力, 可以使农民获得较多的收入。总之, 农村剩余劳动力的转移能够对农民收入中的农业收入产生间接影响, 从而增加农民收入。
我国农业部农村经济发展研究中心的课题研究资料表明, 在农村社会总产值中, 非农产业比重增加1个百分点, 可以使农村居民的人均实际收入增加10元。若从全转移户、兼业户、纯农户三种类型农户的收入比重看, 也呈一种收入依次递减的排列顺序。虽然有一些资料表明, 农业专业大户的收益并不一定低于非农专业大户, 但农业专业大户的存在有一个基本前提, 那就是必须依靠农业土地的规模经营, 而农业土地的规模经营, 又必须以减少农民为基本前提。没有农业剩余劳动力的大规模转移, 农业的规模经营就很难实现。
以上分析表明, 农村劳动力的转移都与农民收入有较强的正相关关系, 农村劳动力转移是推动中国农村居民人均收入增长、从温饱型生活水平向小康型、富裕型生活水平转变的主要因素。
二、收入来源结构对农民收入的影响
非农收入是衡量农业劳动力转移的重要指标, 它包括农民工资性收入和家庭经营收入当中的二、三产业收入。本文从农民收入来源结构的视角来研究劳动力转移对农民收入的影响。由于农民人均纯收入是反映农村居民家庭实际收入水平的综合性的主要指标, 因而本文选用此指标来反映农民收入状况, 并采用农民人均纯收入指标来衡量其总体水平。农民人均纯收入按收入来源和特性可分为三大类:一是工资性收入;二是家庭经营收入;三是转移性和财产性收入。
工资性收入是指农村劳动力受雇于单位或个人, 通过为他人提供劳动而得到的报酬收入。只要是为他人劳动并领取报酬的都属于工资性收入。这是一种完全的雇用和受雇佣的关系, 包括受雇于农业企业和非农业企业, 包括短期雇用和长期雇用, 包括受雇于乡镇企业和个体企业, 也包括受雇于服务领域所获得的劳动报酬。
家庭经营收入, 是指农村居民从事家庭生产及其经营所得的收入。它是一种以家庭为主要场所, 以家庭成员为主要劳动力所从事的生产经营活动并获得收入的经营方式, 最主要的就是家庭成员从事农业生产经营活动获得收入, 还有家庭成员在家里从事手工业和采集捕猎的收入, 从事家庭工业、建筑业、运输业、商业、饮食业和服务业的收入, 短时间从事家庭副业的经营收入等, 这些都属于家庭经营收入。根据其从事行业不同, 又细分为家庭经营第一产业收入 (即农民人均纯收入中的农业收入部分) 和家庭经营二、三产业收入两大块。
转移性收入, 是指农村住户和住户成员无需付出任何对应物而获得的货物、服务、资金或资产所有权等, 不包括无偿提供的用于固定资本形成的资金。一般情况下, 指农村住户在二次分配中的所有收入。
财产性收入, 是指金融资产或有形非生产性资产的所有者向其他机构单位提供资金或将有形非生产性资产供其支配, 作为回报而从中获得的收入。
(一) 工资性收入的作用越来越突出
从表1中可以看出, 家庭经营收入仍然是农民收入的主要来源, 但所占比例逐年下降。1990年家庭经营收入占农民人均纯收入比重为76%, 到2010年下降为48%;增速也相对缓慢。2005至2010年增长速度分别为5.66%、4.69%、13.61%、11.03%、3.57%、12.11%;另外, 家庭经营收入增长对农民人均纯收入增长的贡献率也逐年降低, 2005至2010年贡献率分别为57%、54%、53%、51%、49%、48%。其中2009年首次低于一半, 出现这样结果的原因是, 虽然改革开放初期, 家庭联产承包责任制极大地解放了农村生产力, 使家庭经营收入大幅度增加, 但80年代中期以后, 由于乡镇企业的发展和农民进城打工, 农村青壮年劳动力开始转移出农村和农业, 加上农业生产条件恶化, 农产品市场由卖方市场向买方市场转变, 因此, 家庭经营收入增速放缓。转移性和财产性收入的增速虽然比较快, 2005年至2010年增长速度分别为23%、19%、25%、34%、20%、和16%, 但占农民人均纯收入比重偏低, 除2009、2010年是11%之外, 其他年份比重均在10%及以下, 对收入增长的影响甚微。
(单位:元)
注:数据来自于《中国统计年鉴》。
1983年以前, 集体的生产队经营是我国农村的主要微观经济组织, 按工分配是农户家庭获得收入的主要途径, 因而工资性收入在农民家庭收入中比重较高, 接近一半的水平。但1983年后, 家庭联产承包责任制在全国推行, 家庭经营成为农村最主要的微观经济组织, 工资性收入在农户家庭中发挥的作用并不大。但在家庭经营已经普遍推行, 而乡镇企业发展突飞猛进的时候, 农户收入中工资性收入的地位总体上不断提高。2010年与1980年相比, 工资性收入由138.80元增加到2431.05元, 增长了约16.5倍, 而家庭经营收入仅仅增长了不到4.5倍。但进入21世纪以来, 由于经济结构调整, 城镇职工下岗增加, 使农民向非农产业特别是城镇转移受到市场容量的限制, 工资性收入增长缓慢, 但从长期的趋势来看, 农户家庭中工资性收入发挥的作用会越来越大。
总之, 伴随着农民收入增长的是工资性收入的快速增长和家庭经营收入的缓慢增长, 这说明农民收入增长的主要动因是非农收入的增加, 农民从农业中转移出来从事非农产业, 能够大幅度的提高收入, 从而说明了劳动力转移对农民收入的增长有正面的效应。
(二) 收入来源构成与地区经济发展水平的关系
一般来说, 经济发达的地区, 如北京、上海、广州等地, 工资性收入所占的比重较大, 经济水平次之的中部地区, 如河北、湖北、江西等省份工资性收入也处于中间水平, 而经济不发达的西部地区, 如新疆、西藏、云南、海南等的工资性收入所占比重较少。由图1可以很明显地看出, 工资性收入比例较高的省份, 农民人均纯收入也较高。出现这种结果的原因可能是东部地区相对于中西部地区有更多适合于农民致富的资源, 二、三产业比较发达, 而西部地区的工业比较落后、资源比较匾乏, 农民可从事的非农产业较少。特别是农民人均纯收入超过全国平均水平一倍的北京市和上海市, 工资性收入、财产性收入和转移性收入的总和接近纯收入的90%, 而家庭经营性收入的比重仅大约占一成。
以上分析表明, 农民的工资性收入水平不断提高, 在农民人均纯收入中所占比例越来越大, 这说明农村劳动力外出就业所得收入已经成为了农民人均纯收入的重要组成部分, 对农民收入的提高有着重要的影响;同时, 经济发达的地区, 农民工资性收入所占的比重较大, 这也说明农民非农转移与农民收入的提高存在正相关性。
三、促进农村劳动力转移的对策建议
(一) 提高农村转移劳动力的素质
科学技术是第一生产力, 而劳动者又是科学技术的重要载体, 农村劳动力的人力资源开发是农村剩余劳动力转移的核心。
农民自身文化素质的提高, 不仅拓宽了农村劳动力的知识面, 加深对科学技术的理解, 促进农业科学技术的发展, 而且能够促进农村转移劳动力更新观念, 迅速融入城市生活, 加速向第二、三产业转移。因此, 应大力加强农村劳动力基础素质教育。加大农村基础教育投资力度, 继续实行农村的义务教育减免费用政策, 继续实施部属重点师范大学的面向农村的毕业生计划, 鼓励大学生去农村支教, 建立一支教育水平高的老师队伍;加强农村劳动力的职业教育。职业教育是适应现代工业生产的一种职工技能生成模式, 政府应提升农村职业教育的战略地位, 支持农村职业中专的发展, 加大职业技术教育的教育补贴;开展形形色色不同层次的农村职业教育, 探索对转移农村劳动力职业培训的新模式, 适应转移劳动力的岗位工作需求。
此外, 政府要着力加大宣传和引导力度, 营造重视农民工教育培训的良好社会环境;制定有效的农民工培训激励政策, 鼓励用人单位、各级各类教育机构和农民工主动参加培训, 要从上至下加大监督力度, 抓好农民工培训政策的落实。
(二) 促进农村劳动力转移的制度创新
1. 改革户籍管理制度。
我国现有的户籍制度限制了社会人口的流动, 人为的造成了人与人之间的不平等, 造成了城乡分割的局面。只有打破原来“二元制”的户籍制度, 建立城乡统一的户籍制度, 才能加快农村劳动力的转移, 达到社会人力资源的有效配置。首先是实行统一的户籍制度, 消除城乡在公民待遇方面的差别, 促进公民的自由迁徙, 消除依附在城市户口上的利益特权, 探索以居住地为主要户口登记方法和静动态相结合的户籍管理办法。其次转变观念, 消除城乡间的利益分配差距。户籍制度不仅造成了在观念上两类户口的社会地位的不同, 而且在利益分配方面也存在偏差, 偏重于城市的利益分配。随着户籍制度改革的深入, 应该转变思想观念, 平等对待两者的户籍身份, 城乡居民在户籍上不存在任何的优劣之分。对于城乡居民要均衡利益关系, 逐步取消城乡间利益分配差距。
2. 建立城乡统一的劳动力市场。
首先打破城乡分割就业制度, 建立平等竞争的城乡就业体制。降低农村劳动力进城就业门槛, 取消农村劳动力进城就业限制性政策和歧视性规定。企业的用工政策只能以技能作为限制条件, 用市场机制配置城乡劳动力资源, 用工单位可以自由地通过劳动市场择优录用劳动者, 劳动者可以自由地选择用工单位, 使人力资源得到合理、高效的配置, 以提高我国城乡劳动力资源的配置效率和提高劳动生产率。
其次, 规范劳动力市场运行机制, 建立劳动力市场信息网络和有效的市场监督调控体系, 切实维护农村进城务工者权益, 加大劳动保障监察力度, 把城乡各类企业纳入劳动保障监察范围。劳动管理监察部门要遵循公开、公正、高效、便民的原则, 对用人单位与劳动者订立和解除劳动合同、执行工作时间和休息休假规定、支付劳动者工资、参加社会保险等情况, 以及职业中介机构遵守法规的情况予以监察。建立畅通的举报制度, 形成强有力的社会监督机制和社会舆论氛围。
再次, 大力发展多种形式的市场中介组织。除了劳动部门和其它社会团体开办的市场中介机构外, 应允许私人开办职业介绍机构, 以扩大就业中介服务量。农村劳动力数量多, 市场交易量大, 仅靠劳动部门和社会团体开办的中介机构, 服务量非常有限。因此应鼓励私人开办职业介绍机构, 不论是政府、集体或个人开办的中介机构, 都应依法对其进行严格管理, 促进农村剩余劳动力有序流动, 减少农民工进城就业的盲目性。同时打击非法职业中介组织, 为农村劳动力求职创造良好的市场环境。
(三) 建立城乡衔接的社会保障制度
目前, 土地还是农民安身立命的基本保障。这种状况极大限制了农村劳动力的转移, 同时也阻碍了农业规模经营的实现, 不利于农业发展。应尽快建立城乡衔接的农村社会保障制度, 加大我国农村社会保障支出比例, 拓宽农村社会保障资金来源渠道, 为加快农村劳动力的转移提供有力的保障。
加快农村劳动力的转移, 应建立多层次的农村养老保险制度, 走社会化和家庭化养老方式相结合的道路。以社会养老、家庭养老和自我养老为主, 辅之以多层次的农村社会化养老措施。为了适应不同地区、不同收入家庭、不同层次人员的需要, 鼓励农民参加灵活多样的养老保险, 如:特殊职业的养老保险、农民个人的储蓄养老保险、商业保险以及传统的家庭保险, 尽可能在有效的范围内实现养老共济。对农村经济发展较好的地区, 实行养老保险, 走城乡养老保险制度一体化的道路, 实现养老的社会化。针对农村“三无”老人, 实行农村“五保”制度, 并对其加以完善;对那些有义务而不愿赡养老人的农民, 政府除在农村广泛开展法制教育和道德宣传, 要制定规章制度, 到期组织赡养的双方签订赡养协议, 明确赡养协议的范围、约束, 并予以监督。
(四) 增进消化吸收农村剩余劳动力的能力
首先要大力发展以服务业为核心的第三产业, 促进产业结构升级, 强化第三产业在消化农村剩余劳动力中的作用。其次要加快城市化, 提高城市化水平, 大力发展中小城市, 促进小城镇在吸纳农村剩余劳动力中的基础性作用。再次, 鼓励和扶持乡镇企业, 实践表明, 乡镇企业在吸纳农村剩余劳动力和促进城镇化中有着许多不可比拟的作用, 政府应承担更多的责任, 积极为乡镇企业发展提供相应政策和经济支持, 指导乡镇企业进行产业结构调整。同时鼓励乡镇企业采用独资、合资、股份制等多种形式, 成为自主经营的主体。同时尽量使乡镇企业相对集中在小城镇周围, 优化企业内部结构, 发挥群聚效应和辐射作用, 并与小城镇建设紧密结合, 加快农业产业化、农村城镇化步伐, 积极发展第二、第三产业, 促进农村劳动力向第二、第三产业转移。
摘要：农村劳动力转移是解决我国农村农业剩余劳动力、促进农民增收、有效解决我国“三农”问题的关键。文章以农民收入来源为视角, 分析农民收入来源结构随时间的变化情况, 并将农民收入来源结构在各省市间进行了横向对比, 研究表明工资性收入的快速增长是农民增收的主要动因, 农民的工资性收入发挥着越来越重要的作用。
关键词：农村劳动力转移,农民收入,来源结构,增收效应
参考文献
[1]王全兴.劳动法[M].北京:法律出版社, 2004
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