勞務經濟發展分析論文

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第一階段（1978－1983）。改革之初，農民對發展農村生產寄予厚望，生產積極性很高，勞動力就業結構單一，流動意識不強，外出務工只是極少數農民的行為，對農民收入增長效應不明顯。這一階段農民收入超常增長，主要來自于農村的貢獻。1983年農民人均純收入273.78元，比1978年增加157.88元，年均增長18.8％。外出務工得到的工資性收入42.93元，僅占純收入的15.7％。

第二階段（1984－1987）是勞動力流動高速增長階段。這一階段是鄉鎮企業大發展時期，也是鄉鎮企業反哺農業的時期，農民發展勞務經濟的意識也正是在這一階段從萌芽走向成熟，勞務經濟對收入增長起到了很大的貢獻效應。這一階段農民人均純收入增長趨緩，工資性收入增長強勁，對農民收入增長貢獻較大。1987年農民人均純收入387.01元，比1983年增加113.23元，年均增長9％，工資性收入由42.93元增加到78.41元，年平均增長16.2％，在純收入中占20.3％，這一階段工資性收入對純收入增長的平均貢獻率為34.4％。

第三階段（1988－1990）是勞動力流動“低潮”時期。這一階段國家提出整頓經濟秩序和環境的方略，壓縮基建規模，控制鄉鎮企業貸款，使第二產業吸納農村剩余勞動力的空間縮小，流出的農村剩余勞動力回流現象較為普遍，城市對農村勞動力的“拉力”作用受到了一定限制，工資性收入對農民純收入的增長貢獻不大。抽樣調查資料顯示，1989年、1990年當年轉移的勞動力不足農村勞動力總數的2％。1990年農民人均純收入594.28元，比1987年增長53.6％，而同期工資性收入略有增長，工資性收入占純收入的比重僅為13.3％，比1987年降低了7個百分點。

第四階段（1991－1993）是勞動力流動快速增長階段。1992年初，鄧小平同志南巡講話的發表，把改革開放事業推向了高潮，大規模的“民工潮”不斷涌向東南沿海地區和城市。這一階段，非農業就業增長較快，農村勞動力向城市轉移規模逐年增加，1993年當年轉移的勞動力占勞動力總數的7.9％，比1990年上升了6個百分點。這一階段，農民收入增長的主要貢獻來自于外出務工。1993年農民人均純收入667.04元，僅比1990年增長12.2％，同期工資性收入增長70.3％，遠超出純收入增長幅度，工資性收入對農民純收入增長的平均貢獻率達到76.9％。工資性收入占純收入的比重回升到20.1％。

第五階段（1994－1996）。國家大幅度提高農副產品收購價格，再次調動了農民投入農業生產的積極性，農民從農業生產和農副產品價格上漲中得到了更多好處，勞動力流動的積極性不高，轉移規模徘徊不前。1996年當年轉移農村勞動力占勞動力總數的5.1％，比1993年降低了2.8個百分點。這一階段農民純收入出現了恢復性增長，工資性收入在純收入中的份額明顯降低。1996年農民純收入1415.78元，比1993年增長了1.1倍。工資性收入僅增長55.2％，對農民純收入增長的平均貢獻率為12.6％。

第六階段（1997－2000）是勞動力流動的新階段。自1997年以來農產品價格持續走低，在一定程度上影響了農民從事農業生產的積極性，勞動力外出流動性增強。當年轉移的勞動力自1997年明顯減少之后，1998年、1999年、2000年逐漸增加，轉移速度加快，2000年向外轉移的勞動力占勞動力總數的6.7％，比1997年回升了3.7個百分點。這一階段農民收入增長趨緩，工資性收入對農民純收入增長的貢獻顯著。1997年農民人均純收入增長9.1％，比上年回落了27.4個百分點，1998年主要農產品全面豐收，農民收入出現暫時性增長之后，1999年又回落到2％，2000年下降了3.7％。分析近幾年收入增長趨緩的原因，主要是農業生產結構與市場需求結構的錯位造成的，在這一階段非農產業特別是勞務經濟發展對農民收入增長起到了重要的“蓄水池”作用。工資性收入在農民純收入中份額迅速增加，2000年達到28.1％，比1996年上升了13.4個百分點。這一階段工資性收入對農民純收入增長的平均貢獻率為88.2％，意味著近幾年農民收入能有略增的形勢，外出打工獲取工資性收入起了關鍵作用。

縱觀勞務經濟發展的軌跡，工資性收入對農民純收入增長的貢獻呈現出周期性變化，當農民純收入增長加快時，家庭外工資性收入所占份額和貢獻減弱，相應地家庭內經營收入所占份額和貢獻增強。反之，當家庭內經營收入所占份額和貢獻減弱，農民純收入增長減緩時，家庭外工資性收入所占份額和貢獻明顯增強。改革開放以來，1983年－2000年工資性收入對農民純收入增長的貢獻率達50.9％，超出其他產業。

二、勞務經濟發展對農民收入增長的影響與貢獻

發展勞務經濟的目的就是增加農民打工工資性收入，最終表現為農民家庭總收入的增加。勞務經濟的發展可以帶來兩方面收入增長效應：一方面是對農民收入增加產生直接貢獻；另一方面是通過勞動力流動，優化配置家庭內勞動力資源而產生間接增加收入效應。另外，發展勞務經濟對收入分配會產生一定影響，通過調節收入分配差距，最終刺激農民收入更快增長。

就直接貢獻而言，前面已分階段進行了分析，這里主要通過外出勞動戶與非外出勞動戶收入比較，來分析外出打工對農民收入增長的影響。從目前寧夏農民收入結構看，農民向外提供勞務獲取工資性收入已占相當比重，也是農民收入主要來源之一，無論是絕對量還是相對量都位居農業、牧業收入之后，居第三位。外出打工已不再是農民的兼業行為，而是一個主導產業。農村住戶調查資料顯示，2000年寧夏農村有外出打工的農戶占總農戶的39％，平均外出從業時間5.5月，以工資性收入為主體的勞務兼業戶（工資性收入占總收入的50％以上）比重為14.2％，遠超出家庭經營二、三產業兼業戶比重（9.3％）。勞務兼業戶平均工資性收入占全年純收入的64％，人均純收入1799元，高于第一產業兼業戶（1582元），低于二、三產業兼業戶（2288元）。在南部貧困山區，勞務經濟已經是優勢主導產業，特別在遭遇干旱災害的年份表現更為明顯。2000年這一地區務工工資性收入占全年純收入的37.1％，以工資性收入為主體的勞務兼業戶比重為18％，勞務兼業戶純收入水平位居家庭經營一、二、三產業兼業戶之首。通過外出打工戶與非外出打工戶家庭收入比較，更能說明外出打工對農民收入增長的重要作用。2000年寧夏有外出打工的農戶人均純收入2180元，非外出打工戶1667元，高出31％，收入水平差距較大。

勞務經濟對收入增長不僅具有直接貢獻，而且間接效應也很明顯。間接增長效應主要通過經驗分析來說明。影響收入增長的因素較多，除了勞動力外，還有土地和資產。由于勞動力的外出與不外出對收入增長的影響不同，我們建立兩個收入函數進行對比分析，一個函數被解釋變量是外出勞動力戶純收入，解釋變量是外出勞動力數、非外出勞動力數、耕地面積、生產性固定資產原值，另一個函數被解釋變量是非外出勞動力戶純收入，解釋變量僅比第一個函數少外出勞動力數，其他相同。在第一個模型中，增加外出勞動力人數和非外出勞動力均有利于外出戶收入增長。在其他條件不變的情況下，每增加1個外出勞動力將影響純收入增加1095元，每增加1個非外出勞動力將影響純收入增加1059元，略低于外出勞動力的邊際貢獻，雖然二者的差量不大，外出勞動力的高回報率未得到驗證，但是二者總量對家庭純收入的邊際貢獻又高出非外出戶很多。在第二個模型中，增加非外出勞動力對非外出戶純收入的邊際貢獻較小，在其他條件不變的情況下，每增加1個非外出勞動力，僅增加純收入693元，遠低于外出戶非外出勞動力邊際貢獻1059元的水平，同是非外出勞動力，在外出戶和非外出戶中對收入的邊際貢獻相差較大。這一結果正說明了外出勞動力所產生的對收入增長的間接效應。由于外出勞動力戶中的一部分勞動力的流出過程也就意味著其家庭內部資源特別是勞動力資源的重新配置過程，對于存在剩余勞動力的農戶來說，一部分勞動力流出后，其余勞動力尤其是從事家庭生產的勞動力其邊際勞動生產率會得到提高。

附圖

注：表中系數估計值右上角*表示該估計值在5％置信水平下是顯著的，**表示該估計值在10％置信水平下是顯著的。

外出打工已成為相當一部分農民穩定的收入來源，對增加農民集團總體收入水平發揮著重要作用，不僅如此，還有助于農民集團內部收入分配差距的縮小。從農民純收入基尼系數和扣除工資性收入后農民純收入基尼系數的變化看，2000年寧夏農民純收入基尼系數是0.3644，如果從農民純收入中扣除外出打工工資性收入后，農民收入基尼系數是0.4518，比扣除以前擴大了8.7個百分點，且進入分配不合理區間，說明外出打工獲取的工資性收入使農民集團內部收入分配差距明顯縮小。為了反映工資性收入在不同收入層農戶的分配效應，我們通過計算10等份農民收入分配數據，觀察包括工資性收入和不包括工資性收入的農民純收入在各層的分配情況。由表二數據可看出，1－7層包括工資性收入的純收入份額均比不包括工資性收入大，9、10兩個高收入層收入占總收入的份額有所減少，外出打工工資性收入占純收入的比重也相對較低，說明高收入層由于勞動力流動的機會成本過高，而不愿流動。

附圖

三、勞務經濟發展中的問題與相關政策措施

勞務經濟發展具有持久性，在發展過程中出現“低潮期”和“高潮期”都是暫時的。因為勞務經濟的發展是置身于整個國民經濟發展之中，它除了受自身因素和社區環境影響外，整個宏觀經濟環境和政策制度對其健康發展也具有重要作用。近幾年，國家為刺激需求，實施了積極的財政政策和穩健的貨幣政策，拉動了投資需求的超常規增長，由于基本建設投資的乘數效應作用，為農村剩余勞動力的流出提供了用武之地。在這種背景下，農村勞務經濟出現了良好的發展勢頭，對農民收入增長的貢獻明顯高于家庭經營第一產業。但是，勞務經濟發展也同時面臨著不利環境，如鄉鎮企業二次創業后勁不足，城市國有企業減員增效，下崗職工增多等。這些都影響著農村勞動力的流動行為。勞務經濟發展既有機遇又面臨挑戰，關鍵是要用改革的精神，市場化行為來推動其發展。

要正確看待發展勞務經濟。發展勞務經濟，一方面農村勞動力大量流入城市會給城市管理、交通、上學、就醫、就業和計劃生育等帶來不利影響，同時也影響下崗職工的再就業；另一方面，高文化素質勞動力流出會影響到流出地農業生產力水平和管理水平，使農業和農村經濟結構戰略性調整和新技術推廣應用缺乏必要的智力支持。發展勞務經濟要正視不利影響，不能因此扼殺勞務經濟大發展的趨勢。勞務經濟發展是農村與城市收入差異的內在“拉力”作用所致，任何外力是難以阻止的，是最終實現農業現代化，消除城鄉差別的必經之路。

勞務經濟發展的優勢就是勞動力資源優勢。從寧夏來看，勞動力資源豐富，全區現有農村整半勞動力211萬人，占鄉村人口的55％，1990－2000年每年以4.1％的速度增長，按照有關專家研究的測算標準測算，目前全區有農村剩余勞動力90萬人，扣除已累計轉移36萬人，還有54萬農村剩余勞動力不能充分就業，這就是最大的資源優勢，勞務經濟的發展將促使農村勞動力資源優勢逐步轉化為經濟優勢。寧夏勞務經濟同時也具有一定潛力，農民外出打工獲取的工資性收入遠低于東部發達地區和全國平均水平。1999年寧夏農民人均工資性收入423元，比東部地區低818元，比全國平均水平低207元，工資性收入占純收入的比重為23.6％，比全國低4.9個百分點，比東部地區低22.9個百分點。差距隱含著潛力，隨著西部大開發戰略的全面實施，勞務經濟發展的潛力將會盡快轉化為現實生產力。

各級政府要切實重視勞務經濟的發展，要像抓城市下崗職工再就業工程一樣，抓農村剩余勞動力輸出轉移問題，不能把勞務輸出看作是農民、農村的事，要把它納入國民經濟和社會發展計劃當中，把城市和農村勞動力就業作為一個整體考慮。要像抓農業生產一樣，千方百計組織勞務輸出，改善勞動力就業結構，是新階段農業發展的需要，也是增加農民收入的突破口。

為了保障勞務經濟持續、快速發展，以實現對農民收入增長的邊際貢獻，政府部門既要加強宏觀協調與組織，制定相應的政策、制度予以規范，又要發揮市場機制的調節功能。

首先，按照城鄉統籌的原則，建立城鄉統一的勞動力供求市場，加強管理，規范供求雙方運作，為勞動力擇業和用人單位選人創造良好環境。

其次，加強勞務輸出協調、組織機構，建立省、地、縣、鄉垂直的職業培訓、勞動力供求信息傳遞網絡，從組織上保障勞務輸出的及時性、有序性、穩定性和長期性，從而擴大有組織向外輸出農村剩余勞動力的規模。

再次，建立激勵機制，鼓勵和引導勞動力需求量大的國有大中型企業、集體企業、私營企業和其他單位直接到區內農村特別是貧困地區農村招民工。對吸收本地農民工多，對農民收入增長貢獻大的各類企業，政府在用地、信貸方面給予支持，調動各企業使用本地農民工的積極性。

第四，加大回鄉知識青年職業技能培訓力度和廣度。勞動力文化程度不同，外出打工的機會有很大差別，文化程度高、受過專業技能培訓的勞動力外出就業率明顯較高。對初中和高中回鄉知識青年，延長學習周期，強化職業技能培訓，提高其社會就業能力，無疑是推動農村經濟發展，增加農民收入的長遠之策。

第五，大力培養勞務輸出帶頭人，發揮“能人效應”作用。在廣大農村，勞務輸出的主渠道是自發轉移，由于自發轉移存在盲目性、無序性、轉移成本高、回流現象時常發生，所以在強化政府、社會、企業有組織轉移的同時，應大力培養勞務輸出帶頭人，發揮能人帶動效應、示范效應和擴散效應作用。一個行政村或一個村民小組培養2－3人有專業特長和職業技能的勞務輸出帶頭人，將會帶動一片，轉移一片農村剩余勞動力，增加一片農民收入。有的地方出臺了獎勵勞務輸出帶頭人的政策，按照帶出勞動力數量的多少，給予帶頭人一定獎勵，收效明顯。

第六，切實重視貧困戶的勞務輸出，把組織貧困戶勞務輸出作為扶貧工程的首選項目。由于貧困戶自身受家庭背景、思想觀念、文化素質等不利因素影響，存在就業上的不利、社會活動參與上的不利，種種不利使貧困戶失去自我脫貧意識，脫貧難度加大，所以要從改善貧困戶不利條件著手，提高其文化素質是長遠之策，勞務輸出是短、平、快項目，當年穩定輸出一個勞動力，當年就能脫貧，這已是多年扶貧工作的經驗。因此，輸出貧困戶勞動力，應受到政府、社會和企業重點關注。