第6章 农业劳动力转移和失业的比较研究
6.4 农业劳动力转移和非农就业增长的长期关系
我们已经清楚地指出无论作为一个整体的世界还是一个国家的中国，在本世纪以来的十五年内，都在很高程度上依靠农业劳动力转移来支持非农就业增长；失业对非农就业增长的影响微乎其微。总劳动力的自然增长在中国和世界范围内也起着支持非农就业增长的作用，但它在中国的作用远远逊于农业劳动力转移，在世界的作用仅略高于农业劳动力转移。十五年时间虽然不算短，但仅仅根据十五年情形，我们很难引出适用于更长时期的一般性结论。这一点尤其适用于中国。中国从1980年前后开始实行严格的“独生子女”政策。中国人口自然增长率随后猛烈降低。由于劳动力和人口变化之间存在十五到二十年左右的滞后联系，因此，2001年开始的十五年，正是中国“独生子女”政策对劳动力增长的滞后影响充分表现出来的年代。所以，2001年以来中国新增非农就业绝大部分依靠农业劳动力转移的现象，也许可能和这样的“计划生育”政策有关。就此而言，为了说明农业劳动力转移对非农劳动供给的作用，我们需要考察更长的时间。同时，由于缺少系统性的更长时间数据，我们无法考察世界的情形，因此，本节只限于研究中国的情形。
毫无疑问，中国特别的计划生育政策严重影响了中国劳动力增长。表6.3第三列数据显示中国新增劳动力总量在本世纪迅速减少的趋势：在短短的十五年间就减少了三分之二强。然而，新增劳动力总量的减少只是加剧非农就业增长对农业劳动力转移的依赖程度，而不应当造就它对农业劳动力转移依赖本身。我们用数据说明这一点。事实上，对中国来说，非农部门扩张依靠来自农业的劳动力转移绝非本世纪最初十五年的新现象。它甚至不仅仅是1978年中国开始市场化经济改革以后的新现象。应当说，它是中国现代经济增长的长期现象。中国连续性的年度劳动统计数据始于1952年。我们利用这些数据计算出1953至2015年中国年度非农就业增量。同时，我们仿照本章前面的做法，假设农业劳动力和总劳动力的自然增长率相等并由此计算出农业劳动力向非农业的转移量。注意，由于这个假设低估了农业劳动力的自然增长率，因此我们计算出来的农业劳动力转移量只会低于、而不可能高于真实的农业劳动力转移量。图6.1展示了这样计算出来的非农就业增量和农业劳动力转移量。图6.1中的正数表示非农就业增加或劳动力从农业向非农业转移，负数表示非农就业减少或劳动力从非农业向农业转移。该图清楚地显示非农就业增量和农业劳动力转移两者的变化轨迹高度一致，变化方向完全相同，特别是变化幅度非常接近。非农就业增量大的年份，农业劳动力转移量也大；非农就业增量小的年份，农业劳动力转移量也小；同时，农业劳动力转移和非农就业增量的数量差距很小，前者占后者的比重很高。就整个1953到2015的63年而言，农业劳动力转移占非农就业增量的比重接近65%，明显超过其他劳动力来源总和对新增非农就业的贡献。所以，在中国实行“独生子女“政策之前、甚至在中国鼓励生育的二十世纪五十年代，非农就业扩张都强烈地依靠农业劳动力转移。因此，在中国，非农就业增量和农业劳动力转移的密切关联绝不仅仅是”独生子女“政策的后果：实际上，它远远超越了包括极端的“独生子女”政策在内的人口政策的影响。此外，如果我们考虑到中国的经济制度在1953-2015的63年间的巨大变化，我们甚至发现，农业劳动力转移和它对非农就业的影响甚至超越了具体经济制度的约束，而具有某种可称为规律的稳定性。
图6.1 中国农业劳动力转移和新增非农就业，1953-2015年
资料来源：参见数据附录 2：中国总劳动力、总就业、三产业就业、非农就业、失业和失业率，1952-2015年；数据附录 3：中国农劳比、农业劳动力转移速度、转移量和转移加速度，1952-2015年。
非农劳动增量和农业劳动力转移关系在图6.1中的唯一例外出现在1990年。这一年非农就业增量很大，但农业劳动力没有转移。我们已经在第二章2.4节指出这一例外应当源自于统计失误，因此不能否定非农劳动增量和农业劳动力转移的紧密关联。除了1990年的特殊情形，图6.1亦揭示中国新增非农就业和农业劳动力转移的另一个极端情形，即这两个数据系列在1958到1962年五年间发生的大幅度波动。在第四章的4.9节亦对此做了说明。不过，由于在这五年中，我们在本章关心的新增非农就业和农业劳动力转移两者的联系，依然十分紧密，所以这次大波动不涉及我们关心的主题。但大波动太过剧烈，容易掩盖正常状况，因此，我们把它和1990年暂时排除，而只考虑正常年份。图6.2显示了不考虑特殊和极端年份时的农业劳动力转移和非农就业增长之间的数量关系。该图进一步揭示两者之间的紧密联系和农业劳动力转移对于非农就业增长的长期和决定性的作用。
图6.2 中国农业劳动力转移和新增非农就业，1953-2015年，无特殊年份
资料来源：参见图6.1。
我们使用更严格的数学方法观察非农劳动增量和农业劳动力转移的关系。令∆LN和H分别表示非农劳动增量和农业劳动力转移量，我们得到如下回归方程：
I. 1953-2015年，所有年份。
(6.7) ∆LN= 285 + 1.02H，R2=0.84
(68.3501) (0.0571)
(4.1665) (17.8634)
II. 1953-2015年，无1958-1962、1990年。
(6.8) ∆LN= 277 + 0.97H，R2=0.93
(29.5368) (0.03494)
(9.3675) (27.6224)
III. 1953-2015年，无1990年。
(6.9) ∆LN= 212 + 1.05H，R2=0.98
(24.5511) (0.0203)
(8.6353) (51.5901)
方程下方第一行是标准差，第二行是t检验值。这些方程显示，即使考虑所有年份，非农就业增量和农业劳动力转移的相关系数已经高达0.84，后者对前者有着强烈影响。但只要排除1990年的统计失误，两者相关系数就会一下子上升14个百分点，跳高到0.98，接近完美的线性关系。然而，继续排除1958-1962年的大波动，相关系数将降到0.93。显然，排除1990年后，在1958年开始的大波动中，非农就业增量对农业劳动力转移的依赖程度，甚至强于1952-2015年的平均强度。这里，我们在证明农业劳动力转移对非农就业增量所起的关键性作用的同时，进一步证明了1958-1962年的中国大饥荒和农业劳动力转移的联系。[1]
- 如果从1953-2015年的数据系列中单独排除1958-1962年数据，我们得到的回归方程是∆LN=399+ 0.86H，R2=0.54，比方程(6.7)的R2低整整低了0.30，可见1958-1962年期间农业劳动力转移对非农就业增量的影响之强。这应当进一步佐证当时的大饥荒和农业劳动力转移的过度波动直接的联系。 ↑