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中国所有制结构变迁中的劳动力流动
中国所有制结构变迁中的劳动力流动1978—2010年
2013-04-16
摘要：
中国的改革开放伴随着非公有制经济的兴起，而非公有制部门的发展需要大量的劳动力，因而所有制结构的变化在某种程度上决定着劳动力流动的方向和规模。
本文基于2010年第六次全国人口普查修正后的城乡各种所有制部门就业数据，计算了城乡所有制部门间劳动力流动系数，探讨了所有制结构变迁中的劳动力流动。
我们的计算发现劳动力在各所有制部门之间的流动与所有制结构变迁一致：
（1）城镇公有制部门对农村劳动力始终是封闭的，流入城镇的农村劳动力主要流向了城镇民营经济部门；
（2）乡镇企业的兴衰决定着劳动力向乡镇企业部门的流动；（3）国有企业改革进程决定着城镇公有制部门冗员的释放；（4）城镇民营经济部门和城镇现代企业部门先后成为国有企业冗员最主要的流向部门。
关键词：
劳动力流动系数，所有制结构，城乡所有制部门
一、引言
对中国劳动力流动问题，各界往往集中讨论中国劳动力流动的影响因素和后果、户籍制度与中国劳动力流动的关系、中国劳动力流动与刘易斯拐点的关系等等，很少有人关注中国劳动力流动背后的所有制结构变迁与劳动力流动本身的内在联系。
毋庸置疑，中国经济的高速增长与产业结构的变迁、经济地理的演变紧密联系在一起，而在这种变迁中，以非公有制经济的兴起为主要特征的所有制结构调整则是这种演变的核心。
由于中国特殊的国情，非公有制经济的发展很难从公有制部门内部和政府部门获得发展的资源，而劳动力的大规模流动意味着公有制经济对资源的垄断被打破，意味着非公有制经济能够在体制外获得自身发展所必需的经济资源，意味着经济资源在不同所有制部门间的重新配置。
进一步说，中国劳动力流动反映了中国所有制改革的变迁，因此对劳动力流动的考察就不能够忽略所有制结构因素，甚至从某种意义上来说，所有制结构的变化实际上决定了中国劳动力的基本流向。
如果需要客观科学地评估劳动力流动背后的所有制因素，科学合理地计算劳动力的流动系数是分析的第一步，这也是本文的主要目的。
基于2010年第六次全国人口普查修正后的城乡各种所有制部门就业数据，本文逐年计算了劳动力在各所有制部门间的流动系数，这一计算更能够让我们看清楚所有制结构变迁对劳动力流动的决定作用。
本文将如下安排：
第二部分是中国经济社会转型过程中城乡劳动力流动的相关文献综述；第三部分详细介绍了所有制部门间劳动力流动系数的内涵及其计算方法；第四部分对测算劳动力流动系数所用的数据、数据处理以及相关假定做了说明；第五部分和第六部分分别从三个部门和六个部门两个层面，利用2010年第六次全国人口普查修正后的城乡各种所有制企业就业数据进行劳动力流动系数的估算，并以此来分析各种所有制部门吸纳就业的能力和发展趋势；最后为结论部分。
二、文献综述
经济学家们很早就对发展中国家的人口流动进行了系统的分析（Lewis，1954；Todaro，1969，1970）。
遵循成本-收益分析的思路，Sjaastad（1962）为劳动力流动研究提供了规范的成本-收益均衡分析框架，他把移民看成是一项具有成本和收益的人力资源投资。
Todaro（1980）结合自己的就业概率和成本-收益分析的思路，考虑了城乡关系、教育和距离等对信息流的影响，进一步完善了劳动力流动的成本-收益均衡分析框架。
Lucas（2004）则从人力资本积累的角度来解释发展中国家的劳动力流动。
新移民经济学（TheNewEconomicsofLaborMigration，NELM）基于不完全市场理论把移民的研究视角由个体决策转向了集体（家庭）决策，对劳动力流动中的移民风险、流动性限制和不完全信息做了较为细致的研究（StarkandBloom，1985；StarkandTaylor，1991）。
新经济地理学（NewEconomicGeography，NEG）则利用本地市场效应、市场准入以及空间集聚等经济地理因素进一步分析了工资差距在劳动力要素流动中的作用机制（Krugman，1980；Hanson，2005；Fujita，etal.，1999）。
改革开放以来中国大规模的人口流动，一方面具有发展中国家人口流动的一般特点，这些表征能够由经典的人口流动理论来解释（Zhu，2002；Zhao，2003；等等）；另一方面，中国的国情和特殊的制度因素始终制约和影响着中国的劳动力流动，这些特有的制度因素使得中国劳动力流动无法直接套用经典理论。
在这些制度因素中，户籍制度以及以户籍制度为核心的城乡分割、区域分割的配套政策最受学者们和政府部门关注。
一般来说，理解劳动力流动中的种种制度扭曲是经济学家们理解分析中国经济体制转轨和社会转型的一个缩影，而体制改革的进展和改革的反复都影响着劳动力流动的结果和特点（蔡昉，2001）。
束缚劳动力自由流动的制度障碍和抑制性的政策，主要是通过以户籍登记制度为核心的一整套劳动就业制度、生活资料配给制度和社会保障制度以及严密的社会管理网络体系来实现的。
这一制度与其他行政分割、城乡分割的制度互为补充，对中国的劳动力流动产生了根本性的影响。
经济学家们发现不仅户籍制度本身严重阻碍了中国的乡城劳动力流动（邓曲恒、古斯塔夫森，2007），政府的公共品供给、行政边界对中国的劳动力流动也产生了根本性的阻碍作用（夏纪军，2004；Li，2010；等等）。
对于这种分割的一种解释是：
城市居民为了维护既得利益，通过影响地方政府的政策制定过程，帮助形成了排斥外地民工的歧视性就业政策，造成劳动力市场的分割（蔡昉，2000）。
陈钊和陆铭（2008）也认为城乡分割的经济政策的演变是倾向城市居民利益的决策结果，只有改变这种从城市利益出发、由城市单方面制定人口流动政策的局面，从城乡分割到城乡融合的转变才能够实现。
Zhang（2010）基于微观迁移调查数据，用生存分析计量方法证实了制度性歧视确实导致了移民工作机会的减少，搜寻和失去工作的成本增加。
孙文凯等（2011）对2003-2006年期间发生的大中城市户籍制度改革的效果进行了检验，通过双差回归方法（DifferenceinDifference），分析了户改对农村劳动力流动总量和流动方向的影响，发现在此期间，很少有证据显示户籍制度改革对短期劳动力流动产生了显著影响，这意味着当前的户籍制度改革在引导农村劳动力流动方面的作用有限，户籍制度改革严重滞后。
虽然现实中劳动力流动的潮流无法阻挡，但近些年来“民工荒”现象的出现使得人们重新审视中国的劳动力流动问题：
人们纷纷猜测“民工荒”的出现是否预示着理论上所说的“刘易斯拐点”的到来？
蔡昉（2007）通过梳理关于劳动力市场发育和就业状况的统计数据，并结合微观调查数据，采取直接观察的方法，做出农村剩余劳动力大幅度减少的判断。
蔡昉（2010）通过对中国人口转变结果及其经济影响的分析，认为我国面临人口红利式微和刘易斯转折点已经到来。
Knight等（2011）利用2002年和2007年CHIPS（ChineseHouseholdIncomeProjectSeries）数据，用刘易斯模型分析了当前极富争议的“民工荒”和大量农村剩余劳动力并存的经济现象，认为由于制度原因，这两种现象会在相当长一段时间内共存。
而范剑勇和张雁（2009）基于新经济地理学模型，认为现阶段中国处于“刘易斯拐点”阶段仅是表面现象，是制度性因素引起的，即劳动力跨区域流动障碍是造成沿海地区劳动力短缺的重要原因。
这一发现意味着，中国前一阶段出现的劳动力供给不足仅是一个表面现象，深层次的原因是户籍、社会保障等制度改革的滞后。
户籍制度是阻碍劳动力流动的核心制度之一，内生于中国的制度结构，反映着中国特定的制度结构和制度环境。
在所有的制度结构中，所有制结构是所有制度的核心。
中国的产业结构、资源配置、收入分配等等制度都受制于所有制结构。
劳动力的流动表面上与户籍制度直接相关，反映着产业结构和经济地理结构的变化，实际上劳动力流动的背后是所有制结构的变迁。
所有制结构的调整变化是改革开放以来我国经济体制变化的核心，其变化包括所有制结构和所有制实现形式两方面的变化。
就我国经济改革现实来讲，我国经济体制的一切重要变化，均可以在所有制变化上找到制度性的解释。
在所有制结构变化中最为突出的则是非国有经济比重的上升（刘伟、李绍荣，2001），而国有经济本身则改革滞后。
非国有经济的快速增长，改变了我国国民经济的所有制结构，推动了产业结构的演变与升级，从而改善了国民经济的整体效率（沈坤荣，1999）。
所有制结构的变迁，必然会影响着劳动力流动。
可以说，劳动力的流动是所有制结构松动的一种表现：
首先，劳动力在产业间的流动是中国产业结构发生变动的体现，第二产业和第三产业的兴起必然需要吸纳大量的劳动力；其次，劳动力在地理上的流动，实际上反映了中国改革的地理分布，沿海省份得改革之先，经济起飞，从中西部省份吸纳了大量的劳动力；最后，第二产业和第三产业的兴起，沿海省份经济的发展，背后都是非公有制经济的快速增长，劳动力在产业层面和地理上的流动，反映了公有制经济垄断的松动，体现了所有制结构的变化。
虽然经济学家们开始注意到劳动力流动背后的所有制问题，如周靖祥和何燕（2009）分析了城镇所有制结构变迁对农村劳动力“吸纳”及区域经济增长方面的作用，但从总体上来说劳动力流动背后所有制结构的因素并没有得到足够的重视。
从所有制结构的层面上重新审视改革开放以来的劳动力流动，对我们在制度层面上把握中国劳动力流动的历史和现实，重新理解与中国产业结构变迁和经济地理变迁紧密伴随的劳动力流动具有相当重要的意义。
三、计算方法
本文将构造严格的计算方法，利用现有成系统的时间序列数据，计算中国劳动力在城乡所有制部门间的流动。
假设经济中有n个所有制部门，在第t年，每个所有制部门的劳动力配置由如下方程决定。
其中xit为第i个所有制部门（i∈[1，n]）在第t年的劳动力总量，ΔLt为第t年的劳动力自然增量。
代表第t年新增的劳动力分配到第i个部门的比例；为计算简便，我们假定这一比例由上一年劳动力在各部门间的分布比例决定。
aijt-1为劳动力流动系数，代表第t-1年所有制部门i的劳动力在第t年流入到所有制部门j（j∈[1，n]）中的比例，显然aijt-1∈[0，1]。
方程组
（1）横列表明每年所有制部门j中的劳动力扣除掉劳动力的自然增长之后，等于从各所有制部门的劳动力流入之和。
例如，方程组
（1）第一个方程表明了劳动力从各所有制部门向第1所有制部门的流动情况。
方程的右边是在扣除掉劳动力的自然增长之后，所有制部门1在第t年的劳动力总量。
而方程的左边则反映了从各个所有制部门中流入的劳动力，具体来说：
由于x1t-1为第1所有制部门在第t-1年的劳动力，a11t-1x1t-1则反映了第1所有制部门从t-1年到t年留在第1所有制部门的劳动力，而ai1t-1xit-1代表所有制部门i从t-1年到t年流入到第1所有制部门的劳动力。
而各个所有制部门（从所有制部门1到所有制部门n）流入到所有制部门1的劳动力之和应该等于所有制部门1扣除劳动力自然增长之后的劳动力。
方程组
（1）的纵列，反映了所有制部门i劳动力在各所有制部门中的分布。
例如，第l列反映了所有制部门1的劳动力在各所有制部门中的分布情况：
a1jt-1x1t-1表明了t-1年所有制部门1的劳动力在t年有多少分布在所有制部门1中，而a1jt-1x1t-1则表明t-1年所有制部门1的劳动力在t年分布在所有制部门j中的数量。
很明显，方程组
（1）的约束条件∑j=1naijt-1=1（j∈[1,n]）实际上有n个。
这一约束条件意味着：
对于部门i的劳动力而言，其在下一年里向其他所有制部门流入劳动力的流入系数之和应该为1。
方程组
（1）及其约束条件是本文的核心方程组。
而每年的aij则是我们需要求解的系数，它反映了劳动力从所有制部门i向所有制部门j的流动情况。
很明显，当aijt=0代表在第t年，劳动力并没有从所有制部门i流动到所有制部门j，而aiit=1代表在第t年所有制部门i的劳动力全部留在本所有制部门，所有制部门i并没有劳动力的流出。
对于方程组
（1）而言，一共有n×n个未知数，n个方程，n个约束条件。
在具体的计算中，我们一方面利用直观的劳动力流动信息直接设定aijt的值为0或为1，以减少我们需要求解的未知数的数量。
另一方面，我们假定劳动力的流动系数在短时间内保持不变，即劳动力的转移从第t-1年到第t年和从第t年到第t+1年间保持不变，这样的假定实际上增加了方程数量。
四、计算细节
（一）数据说明
我们从2001年和2011年《中国统计年鉴》中收集整理了中国1978-2010年劳动力分所有制部门的就业数据。
《中国统计年鉴》中劳动力的城乡分布是按照城乡所有制部门划分的，包括城镇国有单位、城镇集体单位、城镇股份合作单位等13个部门，此外根据城镇劳动力和乡村劳动力的余项，我们推算出农业劳动力和城镇其他部门的劳动力水平。
我们根据这15项分类各自的性质，按照研究需要，将它们统一分为3类和6类，具体的分类如下：
表1劳动力就业部门的划分（3类）
合并后的部门（3类A）
合并前的部门
合并后的部门（3类B）
农业部门
农业部门①
乡村所有制部门
乡镇企业部门
乡镇企业
乡村私营企业
乡村个体
城镇所有制部门
国有单位
城镇公有制部门②
集体单位
股份合作单位
城镇非公有制部门
联营单位
有限责任公司
股份有限公司
港澳台商投资单位
外商投资单位
私营企业
个体
城镇其他部门③
需要说明的是，三部门间的劳动力流动系数按照不同的标准（第五部分将会详细说明划分的依据）划为两类。
其中，三部门A中的部门间劳动力流动系数用字母a表示，三部门B中的部门间劳动力流动系数用字母r表示，以示区别。
表2劳动力就业部门的划分（6类）
序号
合并后的部门
合并前的部门
1
农业部门（i1）
农业部门
2
乡镇企业部门（i2）
乡镇企业
乡村私营企业
乡村个体
3
城镇公有制部门（i3）
国有单位
集体单位
4
城镇现代企业部门（i4）
股份合作单位
联营单位
有限责任公司
股份有限公司
5
外来投资部门（i5）
港澳台商投资单位
外商投资单位
6
城镇民营经济部门（i6）
私营企业
个体
城镇其他部门
表2中六个部门后面括号内用字母i表示六个所有制部门，六部门间的劳动力流动系数也用字母a表示，在第六部分进行相关分析时我们同时标注了是在六个部门的情况下分析。
（二）先验系数的判定：
假定与相关系数
精确测度劳动力流动系数需要大量的约束条件，而现实中的统计数据基本上无法满足。
根据中国劳动力流动的现实，我们进行如下假定，这样也能够方便计算。
假定一：
如果某部门的劳动力在扣除掉自然增长之外还有增加，则我们认为该部门的劳动力将全部留在该部门，即aiit-1=1；该部门还要从其他部门吸纳劳动力。
由于不同的行业对劳动力的要求不尽相同，劳动力在进入新行业的时候，会招致额外的成本。
这种成本的存在使得劳动力在进行流动的时候，首先会考虑自己所熟悉的行业。
劳动力的这种偏好，导致了这一假定。
假定二：
如果扣除自然增量后就业人口比上一年度减少，我们称之为有劳动力流出的部门；为了简化计算，我们假定劳动力流出部门之间没有劳动力流动。
aijt-1=ajit-1=0，i≠j，其中i和j均为劳动力流出的部门。
假定三：
根据我国城乡二元经济结构的特征，假定城镇所有制部门的劳动力不会流向乡村所有制部门④。
在具体的计算中，即便使用前面所述的假定，仍然会出现系数过多无法求解的状况。
在这一情况下，我们需要借助其他方法对劳动力的流动做事先的判断，此处我们利用城乡六个所有制部门的各年度就业增量减去自然增量后的净增量为基础，计算六个部门的就业相关系数，根据部门间统计显著性，来判断部门间的劳动力流动方向。
我们认定，如果部门间的相关系数高度负相关，并且在统计上显著，那么就可以判定劳动力流动的方向。
在具体的计算过程中，我们以显著性水平的相对高低为标准。
全部样本数据的皮尔逊相关系数结果如表3所示：
与农业部门显著负相关的部门有乡镇企业部门和外来投资部门；与城镇公有制部门显著负相关的部门有城镇现代企业部门和城镇民营经济部门。
需要强调的是，城镇民营经济部门与农业部门的相关系数虽为正，但不显著；这样我们在统计上并不认为城镇民营经济部门是吸纳农业剩余劳动力的主要部门。
基于我国城乡所有制改革的阶段特征，本文将1978-2010年分为两个阶段分别考察部门间的相关系数。
第一阶段（1978-1987年）以家庭联产承包经营责任制为主要内容的农村所有制结构调整为主要特征（如表4所示），而第二阶段（1988-2010年）则以逐步深入进行城镇所有制结构改革为主要特征（如表5所示）。
通过两个阶段的相关系数表格，我们发现乡镇企业部门在两个阶段一直是吸纳农业劳动力的主要部门，而城镇民营经济部门也一直是吸纳城镇公有制部门冗员的主要部门。
表3全部样本数据的皮尔逊相关系数
所有制部门
i1
i2
i3
i4
i5
i6
i1
1.0000
i2
-0.8246*
（0.0000）
1.0000
i3
-0.2026
（0.2660）
0.3191
（0.0750）
1.0000
i4
-0.3115
（0.0827）
-0.0999
（0.5865）
-0.5503*
（0.0011）
1.0000
i5
-0.5181*
（0.0024）
0.1757
（0.3362）
0.1416
（0.4396）
0.4481*
（0.0101）
1.0000
i6
0.0089
（0.9613）
-0.3400
（0.0569）
-0.9116*
（0.0000）
0.6828*
（0.0000）
0.0659
（0.7199）
1.0000
注：
括号内为P值；*表示在显著水平0.05上统计显著。
数据来源：
根据《中国统计年鉴》（2001年、2011年）中的城乡就业数据计算所得。
表4第一阶段样本数据的皮尔逊相关系数结果
所有制部门
i1
i2
i3
i4
i5
i6
i1
1.0000
i2
-0.9918*
（0.0000）
1.0000
i3
0.3524
（0.3523）
-0.4668
（0.2052）
1.0000
i4
-0.5926
（0.0927）
0.5646
（0.1132）
-0.0425
（0.9136）
1.0000
i5
-0.4286
（0.2498）
0.4172
（0.2639）
-0.0526
（0.8931）
0.5452
（0.1290）
1.0000
i6
-0.6059
（0.0837）
0.6547*
（0.0557）
-0.7143*
（0.0306）
0.0532
（0.8919）
-0.0583
（0.8816）
1.0000
注：
括号内为P值；*表示在显著水平0.05上统计显著。
数据来源：
同表3。
表5第二阶段样本数据的皮尔逊相关系数结果
所有制部门
i1
i2
i3
i4
i5
i6
i1
1.0000
i2
-0.8159*
（0.0000）
1.0000
i3
-0.3639
（0.0805）
0.4135*
（0.0446）
1.0000
i4
-0.2781
（0.1883）
-0.0960
（0.6554）
-0.4743*
（0.0192）
1.0000
i5
-0.5696*
（0.0037）
0.3209
（0.1263）
0.3880
（0.0610）
0.2811
（0.1834）
1.0000
i6
0.1504
（0.4830）
-0.4297*
（0.0361）
-0.9088*
（0.0000）
0.5953*
（0.0021）
-0.2291
（0.2815）
1.0000
注：
括号内为P值；*表示在显著水平0.05上统计显著。
数据来源：
同表3。
五、三部门计算结果
我们在这里重点分析劳动力主要流出部门：
农业部门和城镇公有制部门。
劳动力从农业部门的流出反映出中国作为发展中国家的劳动力转移的特点；而城镇公有制部门劳动力的流出则重点反映出中国所有制结构的变迁。
我们从乡村所有制部门和城镇公有制部门两个角度讨论中国的劳动力流动。
（一）农村所有制结构调整
中国改革从农村开始起步，家庭联产承包经营责任制的建立和完善，乡镇企业的异军突起，突破了农村单一的集体经济所有制结构，形成了多种所有制经济共同发展的格局。
农村劳动力的流出，一方面是发展中国家经济发展的普遍现象，另一方面也反映出中国所有制结构的变迁。
具体来说，随着农村家庭联产承包经营责任制的建立，农民获得了生产经营的自主权，释放了农业生产力，大量农业剩余劳动力基于市场理性开始转向非农生产。
基于我国城乡二元结构现实背景，农业剩余劳动力转移的途径主要有“离土不离乡，进厂不进城”式的就地转移和“离土又离乡，进厂又进城”式的城市化转移。
其中，农业剩余劳动力就地转移的主要方向是乡镇企业、乡村私营企业和乡村个体企业。
为了有效刻画这两种转移途径，我们依据方程组
（1）构建农业部门、乡镇企业部门和城镇所有制部门三个部门间劳动力流动方程组（表1三部门A）。
图1说明了农业劳动力转移的方向和途径，从另外一个角度来看就是乡村和城镇所有制部门对农业劳动力的吸纳情况。
（1）在20世纪80年代中期、90年代中期和21世纪10年代中期出现了劳动力流动的高峰；进入21世纪以来，从劳动力流动系数来看，农业劳动力转移显现出加速转移的趋势，每年留在农业部门的劳动力越来越少。
（2）总体上来看，农业劳动力转移到乡村和城镇所有制部门的占比趋势都经历了先下降后上升的过程，但前者波动的幅度明显大于后者。
需要进一步强调的是在2001年之后，两条曲线基本上保持平行增长的态势。
（3）中国的乡镇企业部门兴起于20世纪80年代，在20世纪80年代和90年代，乡镇企业是农村剩余劳动力的主要吸纳部门；但是伴随着乡镇企业的衰落，乡镇企业对农村剩余劳动力的吸纳不断减弱（农业部课题组，2000；于立、姜春海，2003）。
⑤（4）乡镇企业部门对农村剩余劳动力的吸纳减弱后，城镇部门对农村剩余劳动力的吸纳开始加强，并超越乡镇企业部门对剩余劳动力的吸纳。
我们不禁想问，到底是哪些城市部门吸纳了这些农村剩余劳动力？
图1农业劳动力转移到乡村和城镇所有制部门的占比趋势（部门划分：
三部门A）
说明：
（1）aij代表所有制部门i到所有制部门j的劳动力流动系数，以下同；
（2）左纵轴表示农业部门劳动力留在本部门的流动系数（a11），右纵轴为农业部门劳动力转移到乡村所有制部门的流动系数（a12）和转移到城镇所有制部门的流动系数（a13）。
数据来源：
同表3。
（二）城镇所有制结构调整
随着我国经济体制改革深化，改革的主要阵地从农村转移到城市，其中国有经济布局调整和国有企业改制是城镇所有制结构调整的重点。
中共十二届三中全会通过的《中共中央关于经济体制改革的决定》提出，增强全民所有制大中型企业的活力是以城市为重点的整个经济体制改革的中心环节。
在这一改革过程中，城镇国有和集体所有制部门的大量冗员被释放出来，城镇公有制部门成为重要的劳动力流出部门。
城镇一方面成为农村剩余劳动力流出的目的地，另
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