农村劳动力转移对经济增长的影响
—理论与实证分析
周 涛
（ 西南政法大学 经济学院；重庆 401120）
[摘要]：劳动力是几大生产要素之一，根据发展经济学增长理论，生产要素投入的增长有助于经济的增长。自改革开放以来，我国农村劳动力的转移流动极大地解放了农业生产率，推动了经济的快速健康发展。本文从理论分析与实证分析出发，论证得出我国农村劳动力的转移是有助于经济增长的。
[关键词]：农村劳动力转移；经济增长；理论分析；实证分析
随着工业化，城市化进程的加快，农村劳动力的转移也势必加快。最近几年受全球金融危机的影响，东部沿海地区经济发展减速，大量“农民工”失业返乡。2010年，由于经济迅速回暖，沿海和内地都不同程度地出现了缺工现象。这不仅是由于金融危机的影响，还是用工制度的不合理现象，所以我们有必要重视这一群体，只有妥善处理好农村劳动力的转移的问题，才能保证社会的稳定和经济的发展。相反，农村劳动力的转移同时也促进工业化、城市化的发展，对经济增长有一定贡献。我国目前有5亿多农村劳动力，其中剩余的就达2.1亿之多，且每年还在持续增加。就业是民生之本，也是宏观经济发展的追求目标之一，解决好就业问题是社会和谐的一项要求，这就要重视农村劳动力转移问题。解决好农村劳动力转移问题，有助于二元经济结构的转轨，是稳定农村经济和工业发展的重大课题。
一、中外文献综述
（一）国外理论简介
国外对劳动力转移问题的研究可追溯到古典经济学时期。古典经济学代表人威廉·配第、亚当·斯密、大卫·李嘉图和李斯特等人都从不同角度讨论了劳动力流动或配置问题。第二次世界大战后的发展经济学则全面建立了劳动力转移研究的理论框架, 刘易斯、费景汉和拉尼斯、乔根森、库兹涅茨、托达罗等从不同角度研究了劳动力转移问题并形成了一系列较经典理论。其中比较有影响力的几个模型如下：
1．刘易斯模型[①]
二元结构理论是由刘易斯最先提出的。刘易斯模型将一国经济划为农业部门和工业部门，提出资本积累是现代部门扩张的前提，是经济发展的重要动力。居于主导地位的工业部门通过利润的再投资来增加新的资本积累，实现自身的不断扩张，相应地创造新的就业岗位，在两部门工资率不变的情况下，不断地吸收农业部门的剩余劳动力，直至将全部剩余劳动力吸收完，二元结构转型结束，一国的工业化过程也告结束。
刘易斯模型还提出了 “农业剩余劳动”的一个重要概念，且第一次清晰地定义了传统部门和现代部门的显著差异，可以说是分析二元经济的一个经典模式。
2．费景汉--拉尼斯模型[②]
1961年费景汉和拉尼斯提出了费景汉--拉尼斯模型。费景汉和拉尼斯认为，农业劳动生产率大于零而小于不变制度工资，农产品出现短缺，工业部门的工资水平同时上升，劳动力的转移受到阻碍，使工业部门的扩张在全部剩余劳动力被吸纳完之前就不得不停止。要解决这个问题，就是不断提高农业部门的生产率，这样才能保证在劳动力转移的同时，农产品数量不会减少，且可以保持工资水平不变，使得工业部门的扩张和劳动力的转移不断进行。费景汉和拉尼斯还强调在二元经济转轨过程中，工业部门吸纳农村剩余劳动力的能力和就业岗位的创造，决定着二元经济的增长，明确提出了二元经济转轨过程中技术选择对就业的影响。加上对农业部门作用的关注，费--拉模型为发展中国家选择合理的发展战略提供了重要理论依据。
乔根森模型，强调农业技术进步是经济发展的动力。乔根森指出，只有当农业产出达到了人口增长最快时所需要的农产品数量，也就是出现了农业剩余后，农业部门才会出现剩余劳动力。随着农业技术的不断发展，农业剩余的规模将不断扩大，更多的农村剩余劳动力将转移到工业部门。
4．托达罗模型[④]
托达罗模型提出农村劳动力向城市的转移决策是建立在预期收入水平最大化目标上的。预期收入水平决定于两方面：一是城乡实际工资差距，二是在城市能够找到就业机会的概率。发展中国家的二元经济结构决定了较大的城乡收入差距，对农村人口不断流入城市起了刺激作用。托达罗建立了描述城市失业问题愈加恶化的动态均衡模型，为了避免农村人口大量流入城市造成的不利影响，托达罗认为，应该重视农业和农村的发展，鼓励农村综合开发，增加农村中的就业机会改善农村生活条件，发展电力、供水和交通等等，从而逐渐缩小城乡差距，用来缓解农村人口向城市流动的压力。
托达罗模型对农业部门发展的强调是有益的，但缺陷在于假定发展中国家农村部门不存在剩余劳动力，认为农业劳动边际生产力始终为正。只要农村得到足够发展，农村剩余劳动力不需要转移也能实现充分就业，但这与发展中国家的现实不符，发展中国家农村是存在大量农村剩余劳动力的。
（二）我国对农村劳动力转移的研究状况
以上理论成了我国劳动力转移研究的理论基础，我国学者的很多研究都参考了上面这些理论的思路或方法。和国外相比，我国对农村劳动力转移问题的研究较晚。20世纪50年代末到70年代末，政府采用严格限制农村劳动力转移流动的政策，在这期间，农村劳动力转移流动研究没有太多意义。进入80年代后，随着农村剩余劳动力问题日益突出， 农村劳动力转移问题研究才逐步发展起来。
尽管我国对农村劳动力转移的研究有很多，但比较有影响力的有两个：一个是张培刚的农业的工业化理论, 另一个是陈吉元的三元经济理论。张培刚在他的著作《农业与工业化》一文中， 从发展经济学的思路，论证了落后农业国的工业化发展问题，其中农业国与工业化的理论框架和刘易斯的二元经济理论本质上是一致的。陈吉元、胡必亮结合中国实际，认为自改革开放来，农业工业化经济逐步从传统农业中分离出来，成为一个和传统农业部门与现代工业部门既相互联系又相互分离的另一支独立的经济力量，由此形成了我国三元经济结构的布局。
二、我国农村劳动力转移和经济增长情况
（一）农村劳动力转移概况
农村劳动力转移是一个持续的过程，据张忠法和崔传义的研究[⑤]，农村劳动力的转移出现两次高峰，一次是从1979—1997年，农村劳动力大量转移到乡镇企业。另一次是1998年至今，农村劳动力由工业化和城镇化建设所带动的转移。这其中转移呈现多成次性，转移劳动力分布在乡镇企业、城市建筑业、交通运输和服务等各行业。转移呈现不平衡性，转移数量从西向东递减。
据国家统计局农调总队对全国30个省6万多农户18万多农村劳动力进行抽样调查分析[⑥]，我国农村劳动力转移有以下特征：（1）中西地区农村劳动力转移比重较高（2）异地工业、商业、饮食业和服务业是农村劳动力转移的重要行业（3）东部地区是转向的重点地区（4）在省内转移的比重较高，乡内转移人数有所增长。
虽然农村劳动力转移有所发展，但仍存在许多的障碍。人口数量的增加使得待转移的劳动力数量增加，劳动力资源的快速增长远远大于了社会生产的需求量。城乡企业发展缓慢，能够吸纳的农村劳动力比较有限，还有转移的农村劳动力综合素质较低，等等因素阻碍了农村劳动力的转移。
由于没有专门的农村劳动力转移统计数据，本文农村劳动力转移量采用陆学艺的估算方法[⑦]：即城镇从业人数减去城镇职工人数的到进城的“农民工”数，乡村从业人员数减去农业就业人数得到农村中非农业劳动力数量，二者之和就是农村劳动力转移的累计总量。根据
此方法计算到1981---2009的农村劳动力转移数量如下表1所示：
表1：历年农村劳动力转移数量
|
年度
|
TL（万人）
|
年度
|
TL（万人）
|
年度
|
TL（万人）
|
|
1981
|
2860
|
1991
|
11885
|
2001
|
25720
|
|
1982
|
3050
|
1992
|
12661
|
2002
|
26312
|
|
1983
|
3770
|
1993
|
14279
|
2003
|
27070
|
|
1984
|
5439
|
1994
|
15978
|
2004
|
28245
|
|
1985
|
6385
|
1995
|
17627
|
2005
|
31999
|
|
1986
|
7219
|
1996
|
19276
|
2006
|
33105
|
|
1987
|
7906
|
1997
|
20312
|
2007
|
34121
|
|
1988
|
8477
|
1998
|
23123
|
2008
|
35312
|
|
1989
|
8362
|
1999
|
23853
|
2009
|
37043
|
|
1990
|
11740
|
2000
|
24783
|
2010
|
|
数据来源：国家统计局
（二）中国经济发展概况
自改革开放以来，中国经济得到快速发展，1978---1995年间经济增加了4.56倍，年平均增长率10.1%，是改革前年平均增长率的1.8倍，中国经济得到前所未有的快速增长。进入二十一世纪后，中国经济继续保持稳步高速增长，2006年，国内生产总值超过20万亿元，增长速度达10.7%。
改革开放后，经济总体上都是平稳增长，只有少数年份呈下滑趋势。三十年来，产业结构不断调整，第一产业比重有所下降，二三产业逐年增加，工业化、城镇化得到稳定发展。中国政府积极推动工业结构升级以带动工业增长质量和国际竞争力的提高，加快传统产业的技术改造和新兴产业的发展，推进市场化、城市化与工业化的协调发展，提高第三产业产值占国内生产总值的比重，推动农村剩余劳动力向非农产业转移，以进一步推进工业化进程和从工业大国走向工业强国。现在的中国，社会主义市场经济体制已经初步建立，市场在资源配置中的基础作用显著增强，宏观调控体系日趋完善；以公有制经济为主体、个体和私营等非公有制经济共同发展的格局基本形成，经济增长方式逐步由粗放型向集约型转变。历年GDP增长的趋势如下图1所示：
图1：历年GDP增长趋势
数据来源：国家统计局
（三）农村劳动力转移与经济增长的关系
目前，很多专家学者都认为农村劳动力转移能够促进经济增长。劳动力是生产要素之一，劳动力的投入增长能使经济增长，经济增长后又能促进就业，带动了农村劳动力的转移，解放了农业生产力，推动了工业化、城市化建设，对经济增长有较大贡献。
研究农村劳动力转移对经济增长的贡献，学者们都一致表明，农村劳动力转移引起的资源再配置效应是改革开放以来我国经济持续增长的重要原因之一。以下是学者们的一些观点：“林毅夫( 1996) 认为劳动密集和资本密集产业之间的置换促进了全国经济的增长; 胡永安( 1998)的分析表明: 1978 年以来我国劳动力的重新配置对全要素生产率的贡献率为37%～54%，从而对中国经增长有支持性贡献；胡永泰( 1998) 认为1985～1993 年间9.7%的经济增长率中，可以分解为1.2%的劳动力再配置，潘文卿( 2000) 的实证分析表明, 1979～1999 年间劳动力结构变化对经济增长的贡献是13.8%。李实( 1997) 认为农村劳动力转移能够提高农业生产率、转换农业结构, 实现农业规模经营; 高迎斌( 2000)认为农村劳动力转移有利于生产要素的优化配置; 张呈琮( 2005)认为农村剩余劳动力转移使劳动者价值观念、思维习惯、生活方式等都发生变化, 劳动者素质得到提高。”[⑧]
三、劳动力转移对经济增长影响的理论分析
（一）中国农村劳动力转移分析
本文认为农村劳动力转移确有促进经济增长的作用，依发展经济学的理论,劳动力的转移属生产要素的投入，能够优化资源配置，提高劳动生产率，从而增加国民总产出，经济得到增长。关于农村劳动力的转移，国外也有许多成熟的理论可以借鉴，由于国内情况与国外情况大为不同，不能全盘照搬，但是还有很多的经典理论同样有参考分析的价值。
中国经济情况复杂，在二元经济结构下，农业部门生产率低下。随着农村劳动力的转移，产业结构不断优化，劳动生产率得到较大提高，对经济增长有较大促进作用。在我国农村存在大量的剩余劳动力，假设农村劳动力的边际劳动生产率递减，如下图2[⑨]：
我国是农业大国，农业生产率不高且边际劳动生产率递减，还存在大量剩余劳动力。正如上图2所示，边际劳动生产率曲线向右倾斜，ab这部分劳动力产值为零，在农村此部分称为剩余劳动力。同样假设劳动力可完全流动转移，两部门经济即农业部门和非农业部门，农业部门劳动力过剩，劳动生产率较低，此时非农业部门生产率较高。
如上图3所示，总劳动力为OL,当农业部门劳动力剩余时，若劳动力流动转移到非农业部门时，有的农村劳动力转移到非农业部门，这部分劳动生产率得到提高，的面积就是劳动力转移所提高的总产出。若劳动力能自由流动转移，当农业部门与非农业部门的劳动生产率相等时，即在d点达到均衡，劳动力不再流动转移。
综上所述，农村劳动力转移不仅提高了劳动生产率，同时促进产业结构优化。我国二元结构特征明显，农村劳动力有剩余，生产率也远远低于非农业部门。在农村劳动力转移过程中，生产要素重新分配，对宏观经济有着重要影响。市场经济的逐步建设，同时也要求劳动力市场的完善，对劳动力转移有更高得要求。在经济转轨时期，农村劳动力转移起了重大作用，推动城市化、工业化水平的提高，进而推动经济的不断增长。
（二）农村劳动力转移对经济的影响
我国农村劳动力转移对经济的影响巨大，可以总结如下：“（1）农村劳动力的转移流动直接促进了我国经济的高速增长（2）农村劳动力转移成为我国工业化发展的重要支撑（3）农村劳动力转移对城市化水平提高有所促进（4）外出务工的回流资金也已成为当地经济增长的重要力量（5）外出务工的流动示范及回流成为带动新农村建设的重要动力。”[⑩]
农村劳动力转移可优化资源配置，提高生产率，使产业结构优化升级，在这些变化中，农村劳动力的转移是一个不容忽视的重要因素，农村劳动力的转移对中国经济的增长产生了深远的影响。
四、统计检验
（一）模型建立
为了检验上述理论假定，本文选择农村劳动力转移量（ML）作为解释变量。GDP的增长视为经济的增长，则选GDP作为被解释变量，可建立一元回归分析模型：GDP=a+b*ML+ 其中，GDP用1981年为基期换算的实际GDP代替,实际GDP记为SGDP，a和b是常数，ML代表农村劳动力转移量，代表随机干扰项。
(二)数据收集
根据前文，农村劳动力转移量没有统计数据，本文采用陆学艺的估算方法：即城镇从业人数减去城镇职工人数的到进城的“农民工”数，乡村从业人员数减去农业就业人数得到农村中非农业劳动力数量，二者之和就是农村劳动力转移的累计总量，根据此方法计算得到1981---2009的农村劳动力转移数量，如表1中的农村劳动力转移的数据。为了避免物价变动对经济变量的影响，以1981年为基期计算各年的实际GDP得到如下表2：
表2：历年名义GDP与实际GDP统计
|
年度
|
名义GDP(亿元)
|
实 际
GDP(亿元)
|
年度
|
名 义
GDP(亿元)
|
实 际
GDP(亿元)
|
|
1981
|
4862.4
|
4862.4
|
1995
|
58479.1
|
20003.2
|
|
1982
|
5294.7
|
5300.5
|
1996
|
67884.6
|
22006.2
|
|
1983
|
5934.5
|
5877.9
|
1997
|
74462.6
|
24049.2
|
|
1984
|
7171
|
6768
|
1998
|
78345.2
|
25932.8
|
|
1985
|
8964.4
|
7681.9
|
1999
|
82067.5
|
27912.1
|
|
1986
|
10202.2
|
8362.9
|
2000
|
89468.1
|
30261.6
|
|
1987
|
11962.5
|
9330.6
|
2001
|
97314.8
|
32774.4
|
|
1988
|
14928.3
|
10381.9
|
2002
|
105172.4
|
35753.2
|
|
1989
|
16909.2
|
10804.1
|
2003
|
117390.2
|
39337.3
|
|
1990
|
18547.9
|
11218.2
|
2004
|
136875.9
|
43303.6
|
|
1991
|
21617.8
|
12249.6
|
2005
|
182321.4
|
47819.6
|
|
1992
|
26638.1
|
13993.8
|
2006
|
209407.1
|
53390.8
|
|
1993
|
34634.4
|
15945.2
|
2007
|
265810.3
|
62000.6
|
|
1994
|
46759.4
|
18031.9
|
2008
|
314045.4
|
67974.1
|
|
|
|
|
2009
|
340506.8
|
74170.5
|
数据来源：国家统计局
(三)模型估计与分析
利用Eviews.3.1中最小二乘法估计得到如下表3：
表3：农村劳动力转移量(TL)对实际GDP的回归分析
|
Dependent Variable: GDP
|
||||
|
Method: Least Squares
|
||||
|
Date: 03/05/11 Time: 19:12
|
||||
|
Sample: 1981 2009
|
||||
|
Included observations: 29
|
||||
|
Variable
|
Coefficient
|
Std. Error
|
t-Statistic
|
Prob.
|
|
C
|
-6327.865
|
2209.059
|
-2.864507
|
0.0080
|
|
TL
|
1.763563
|
0.104913
|
16.80972
|
0.0000
|
|
R-squared
|
0.912781
|
Mean dependent var
|
25775.80
|
|
|
Adjusted R-squared
|
0.909551
|
S.D. dependent var
|
19878.82
|
|
|
S.E. of regression
|
5978.505
|
Akaike info criterion
|
20.29620
|
|
|
Sum squared resid
|
9.65E+08
|
Schwarz criterion
|
20.39050
|
|
|
Log likelihood
|
-292.2949
|
F-statistic
|
282.5667
|
|
|
Durbin-Watson stat
|
0.159230
|
Prob(F-statistic)
|
0.000000
|
|
回归模型可以写成：
SGDP= -6372.87+1.76*TL
（-2.865）（16.809）
从回归估计的结果来看，模型拟合较好，可决系数，表明模型整体上拟合得很好。从截距项与斜率的t检验值来看，绝对值均大于5%显著水平下自由度为n-2=27的临界值；从斜率项来看，b值大于零，符合经济理论，农村劳动力转移可以促进经济增长。农村劳动力转移却对中国经济增长产生了明显的促进作用，从长期来看，农村劳动力转移总量每增长1万人，中国实际GDP增长1.76亿元，显然，农村劳动力转移对经济增长的推动作用是相当巨大的。
（四）基于C-D生产函数的再检验
为了能够更好的检验ML的效应，选择柯布道格拉斯生产函数，两边取对数得，其中Q用GDP代替，A是常量，L用农村劳动力转移量TL代替；K用社会投资增长量MK代替，是随机干扰项。数据如下表4：
表4：农村劳动力转移量、社会投资增长量与GDP统计
数据来源：国家统计局网站
|
年度
|
名义GDP(亿元)
|
TL（万人）
|
MK（亿元）
|
年度
|
名 义
GDP(亿元)
|
TL（万人）
|
MK（亿元）
|
|
1981
|
4862.4
|
2860
|
132
|
1995
|
58479.1
|
17627
|
2977
|
|
1982
|
5294.7
|
3050
|
239
|
1996
|
67884.6
|
19276
|
2895
|
|
1983
|
5934.5
|
3770
|
169
|
1997
|
74462.6
|
20312
|
2027
|
|
1984
|
7171
|
5439
|
463
|
1998
|
78345.2
|
23123
|
3465
|
|
1985
|
8964.4
|
6385
|
711
|
1999
|
82067.5
|
23853
|
1449
|
|
1986
|
10202.2
|
7219
|
577.4
|
2000
|
89468.1
|
24783
|
3063
|
|
1987
|
11962.5
|
7906
|
671.1
|
2001
|
97314.8
|
25720
|
4295
|
|
1988
|
14928.3
|
8477
|
962.1
|
2002
|
105172.4
|
26312
|
6287
|
|
1989
|
16909.2
|
8362
|
-343.4
|
2003
|
117390.2
|
27070
|
12067
|
|
1990
|
18547.9
|
11740
|
106.6
|
2004
|
136875.9
|
28245
|
14910
|
|
1991
|
21617.8
|
11885
|
1077.5
|
2005
|
182321.4
|
31999
|
18297
|
|
1992
|
26638.1
|
12661
|
2485.5
|
2006
|
209407.1
|
33105
|
21224
|
|
1993
|
34634.4
|
14279
|
4992
|
2007
|
265810.3
|
34121
|
27326
|
|
1994
|
46759.4
|
15978
|
3970
|
2008
|
314045.4
|
35312
|
35504
|
|
|
|
|
|
2009
|
340506.8
|
37043
|
51771
|
利用Eviews.3.1中最小二乘法估计得到如下表5：
表5：农村劳动力转移量（TL)与社会投资增长量（MK)对GDP的回归分析
|
Dependent Variable: LOG(GDP)
|
||||
|
Method: Least Squares
|
||||
|
Date: 03/26/11 Time: 11:56
|
||||
|
Sample: 1981 2009
|
||||
|
Included observations: 28
|
||||
|
Excluded observations: 1
|
||||
|
Variable
|
Coefficient
|
Std. Error
|
t-Statistic
|
Prob.
|
|
C
|
1.804212
|
0.548504
|
3.289332
|
0.0030
|
|
LOG(TL)
|
0.706682
|
0.081637
|
8.656407
|
0.0000
|
|
LOG(MK)
|
0.165285
|
0.036526
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4.525116
|
0.0001
|
|
R-squared
|
0.967937
|
Mean dependent var
|
9.877680
|
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|
Adjusted R-squared
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0.965372
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S.D. dependent var
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0.819147
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|
S.E. of regression
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0.152432
|
Akaike info criterion
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-0.823234
|
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Sum squared resid
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0.580891
|
Schwarz criterion
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-0.680497
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|
Log likelihood
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14.52527
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F-statistic
|
377.3548
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|
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Durbin-Watson stat
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0.507064
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Prob(F-statistic)
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0.000000
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|
回归方程可写为：
(3.289)(8.656) (4.525)
，从回归估计的结果来看，模型拟合较好。回归结果表明，在1981-2009年间，变化的96.5%可以由其他两个变量来解释。在5%的显著水平下，自由度n-k-1=25的t统计量的临界值为，所有变量的t统计量都大于此临界值，参数都通过了检验。且临界值小于F=377.354，表明模型的线性关系在5%的显著水平下显著成立，与的参数符号也是合理的。从前的参数来看，TL每增长1%GDP就会增长0.707%，要比MK增长1%GDP增长0.165%高出0.542%，可知农村劳动力的转移对中国经济增长起了巨大作用。
五、政策建议
农村劳动力转移是一个漫长的过程，不能一蹴而就，只能慢慢的消除各种制度障碍和非制度障碍，保证农村劳动力健康有序地实现转移，为经济增长做出应有贡献。据中国三星经济研究院2009.9中国农村劳动力转移报告中指出[11]，中国大规模的农村劳动力向城镇转移至少还得二、三十年左右的时间，中国需要根据自身发展特点来制定正确的产业和农村发展战略略。
（一）提高农村劳动力综合素质
目前，农村劳动力转移只是填补了一些低技术的劳动密集产业，但随着产业结构的升级，农村转移的劳动力根本不能满足需要。所以从长远角度出发，在农村应积极开展基础教育，加大农村教育投入，做好人才培养工作，提高农村劳动力的综合素质。就近而言，应加强农民工培训，完善农民工教育培训工作体系，整合社会资源，多途径提高进城务工人员的知识技能。
（二）加快城镇化建设发展
随着城镇化发展的加快，吸纳了大量农村劳动力，城镇化还可以减少城乡差距扩大，有利于消除两极分化。城镇化建设已成为农村劳动力转移的一个缓冲器，积极创造条件，逐步开放农村人口进城的限制，有利于经济的稳定发展，促进社会的更加和谐。
（三）加快户籍制度的改革
自建国以来，实行的城乡二元化户籍制度是限制劳动力流动转移的一大障碍，随着改革，农村人口流动有所松动，但劳动力市场还不完善，依然处分割状态，农村劳动力没有得到充分利用。另外劳动力转移成本较高抑制了一部分劳动力的转移，应加大改革的力度，建立统一的户籍管理制度，实现城乡劳动力市场的一体化，劳动力能够自由流动。
（四）加快建立农民工社会保障制度
建立农民工社会保障制度这是免除农民工后顾之忧的"安全网"，也是维护社会稳定的"调节器"。按照国务院5号文件精神和《政府工作报告》要求，加快建立适合农民工特点的社会保障制度，重点推进农民工工伤保险和大病医疗保障工作。所有用人单位必须依法将农民工纳入工伤保险范围，各统筹地区要重点解决农民工进城务工期间的住院医疗保障问题。同时，抓紧研究探索低费率、广覆盖、可转移，并能够与城乡养老保险制度相衔接的农民工养老保险办法。
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Transferof rural laborimpacton economic growth
----Theoretical and Empirical Analysis
Zhou Tao
Zhou Tao
(Southwest University of Political Science and Law, Economics School; Chongqing 401120)
[Abstract]: Labor is one of several factors of production. According to the theory of economics of development growth, factors inputs contribute to economic growth. Ever since the reform and open up, the rural labor to urban in China has greatly liberated the agricultural productivity and promotes development of the economy. With the theoretical analysis and empirical analysis, we demonstrated that the transfer of rural labor come to be conducive to economic growth.
[Keywords]: transfer of rural labor; economic growth; empirical analysis.
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