導語：如何才能寫好一篇城鎮(zhèn)經(jīng)濟與管理論文，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

論文關鍵詞：非基本生活消費，ELES模型，貢獻率，自適應預期模型

 

問題的提出[①]

消費是經(jīng)濟發(fā)展的動力，是拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車之一。2008年按支出法計算，河南省國民生產總值18473.14億元，居全國第五位，最終消費支出為7759.33億元項目管理論文，占國民生產總值的42.0%（最終消費率），低于全國最終消費率平均水平6.6個百分點，居全國第25位。2007年河南省政府消費支出2011.27億元，占國民生產總值的13.4%（政府消費率），居民消費支出4820.00億元，占國民生產總值的32.1%（居民消費

圖1 河南省消費不足的邏輯推理

率），按照著名發(fā)展經(jīng)濟學家H.錢納里等實證研究，政府消費率一般維持在11.9%―15.0%之間，河南省政府消費率符合H.錢納里的標準結構（箭頭 1），但是居民消費率卻遠低于標準結構中的居民消費率大于60%的水平論文服務。在居民消費支出中，河南省城鎮(zhèn)居民消費支出為8837.46元項目管理論文，占城鎮(zhèn)居民收入的66.793%，低于全國平均水平4.5個百分點，居全國倒數(shù)第5位。據(jù)初步統(tǒng)計2009年河南省城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)為34.2%，依據(jù)聯(lián)合國糧農組織提出的恩格爾系數(shù)標準，河南省城鎮(zhèn)居民生活水平自1996年已進入小康層次，消費方式已經(jīng)開始由生存型向享受發(fā)展型轉變，基生活消費已經(jīng)基本穩(wěn)定且彈性較低（箭頭2），所以非基本生活消費低是才是問題的根源（如圖1）。

一、基于非基本生活消費模型分析

1、非基本生活消費的概念及界定

生活消費按滿足人們需要的順序，可分為基本生活消費和非基本生活消費，基本生活消費是維持勞動力再生產所必須的、最低限度的消費。非基本生活消費則是基本生活消費的對稱，是超出維持勞動力再生產所必需的消費。一般而言項目管理論文，人們只有在滿足了基本生活消費的條件下，才有可能發(fā)展非基本生活消費。本文參考了《消費經(jīng)濟學大辭典》的合理詞義解釋部分，并對非基本生活消費做了一定的延伸和補充論文服務。非基本生活消費是指在滿足人們維持和延續(xù)其生命的基本生活消費的前提下，用于滿足自身發(fā)展和發(fā)揮其體力、智力以及為使生活舒適的物質消費、精神消費和勞務消費的總稱。生活消費支出、基本消費支出、非基本生活消費支出分別用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。

2、擴展線性支出系統(tǒng)（ELES）下非基本生活消費的模型構建

假定某一時期人們對各種商品(服務)的需求量取決于人們的收入，而且人們對各種商品的需求分為基本需求和超過基本需求之外的需求兩部分，居民在基本需求得到滿足之后才將剩余收入按照某種邊際消費傾向安排各種非基本消費支出。非基本生活消費的ELES模型需求函數(shù)[②]：

參數(shù)是邊際消費傾向，滿足：0<βi<1，<1

對模型的進行變形：

令V=；a=；b=

對方程式進行回歸可得a*和b*，進一步可求出：

3、非基本生活消費的計量分析

模型采用1993―2008按收入水平分組的河南省城鎮(zhèn)居民消費支出的截面數(shù)據(jù)，為了修正和避免數(shù)據(jù)出現(xiàn)異方差，本文采用了加權最小二乘估計（WLS）法對方程參數(shù)進行回歸估計項目管理論文，權重W=resid^(-2)。顯著水平選取為0.05。t(d)是β*i的t觀測值，R2為方程的可決系數(shù)論文服務。

通過EVIEWS軟件進行WLS回歸結果如下[③]：

2008年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=598.6320 R2=1.000000 D-W=2.276046 F=358360.2

2007年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=31.44564 R2=0.999890 D-W=2.310967 F=988.8286

2006年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=59.77045 R2=1.000000D-W=1.776125 F=3572.506

2005年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

tβ=2019.675R2=1.000000 D-W=1.427389 F=4079087.

2004年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

tβ=239.4272R2=1.000000D-W=1.674908 F=57325.39

2003年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

tβ=128.6925R2=0.999795D-W=1.609279 F=16561.75

2002年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=180.7875R2=0.999991D-W=1.718861 F=32684.13

2001年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=175.2843R2=0.999999D-W=1.181300 F=30724.59

2000年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=30.37496R2=0.999990D-W=1.323353 F=922.6385

1999年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=445.2760 R2=1.000000 D-W=2.680368 F=198270.7

1998年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=133.6603R2=0.999997D-W=1.623019 F=17865.07

1997年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=341.95878R2=0.999954D-W=1.505179 F=1760.539

1996年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=99.82376R2=0.999999 D-W=1.794003 F=9964.783

1995年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=1196.196R2=1.000000D-W=1.504203 F=1430885.

1994年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=3144.5403R2=0.999990D-W=2.396234 F=20891.89

1993年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=42.16312R2=0.999993D-W=2.142866 F=1777.729

1992年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

tβ=202.8902R2=0.999990 D-W=1.223436 F=41164.42

匯總回歸方程估計結果，通過Excel軟件處理結果如下：

表1 1993-2008年河南省城鎮(zhèn)居民基本消費和非基本消費支出情況單位：元

 

類別

年份

CE

a*

b*（β*i）

BLCi(BLC)

NBLC

2008

8837.46

1475.782

0.562177

3370.727

5466.733

2007

7826.72

1268.192

0.593939

3123.156

4703.564

2006

6685.18

1603.482

0.511453

3282.145

3403.035

2005

6038.02

1209.152

0.541007

2634.358

3403.662

2004

5294.19

1197.215

0.522404

2506.753

2787.437

2003

4941.60

955.1838

0.562634

2183.946

2757.654

2002

4504.68

1417.536

0.480717

2729.795

1774.885

2001

4110.17

676.3441

0.651922

1943.082

2167.088

2000

3830.71

814.1469

0.633153

2219.309

1611.401

1999

3497.53

745.6160

0.607170

1898.063

1599.467

1998

3415.65

882.5848

0.605248

2235.796

1179.854

1997

3378.02

590.5870

0.681768

1855.838

1522.182

1996

3009.35

596.1219

0.635379

1634.908

1374.442

1995

2673.95

622.2854

0.615177

1617.069

1056.881

1994

2155.15

359.2111

0.684511

1138.585

1016.565

1993

1609.26

393.4778

0.608181

1004.234

605.0264

1992

1342.58

260.5322

0.674353

篇2

論文摘要：隨著國家電網(wǎng)公司SG186營銷系統(tǒng)的全面應

用，電力企業(yè)售電量、電價執(zhí)行、線損管理以及電費管理等

營銷業(yè)務已全面實現(xiàn)信息化，對大量繁雜的營銷數(shù)據(jù)進行核

查分析已成為營銷稽查工作必須面對的課題，同時SG186營

銷系統(tǒng)是一套以實際營銷業(yè)務應用為基礎的面向工作流的

系統(tǒng)，導致很多營銷稽查人員無法找到準確的工作切入點，

給數(shù)據(jù)分析和稽查管控帶來不便。電力營銷稽查監(jiān)控系統(tǒng)在

電力營銷中的作用突顯而出。

論文關鍵詞：電力營銷；營銷稽查信息；稽查監(jiān)控；

電力營銷工作具有點多面廣、業(yè)務量大、作業(yè)分散、流

程復雜、時效性高、與客戶接觸點多等特點，容易發(fā)生因人

員業(yè)務素質、政策理解、工作態(tài)度等差異，導致政策或標準

執(zhí)行不到位的情況。為了保證營銷稽查工作的順利開展，電

力營銷稽查監(jiān)控系統(tǒng)作為一種集中、統(tǒng)一的實時稽查監(jiān)控手

段應運而生,該系統(tǒng)對營銷關鍵指標、工作質量、服務質量

進行集中監(jiān)控與稽查,規(guī)范員工營銷服務行為,規(guī)避違規(guī)用

電情況,凈化供用電環(huán)境,塑造品牌形象,實施成效分析顯示,

稽查監(jiān)控系統(tǒng)的應用是減少差錯、降低風險的有效手段,是

一個能有效提高營銷業(yè)務的管控力、加強日常業(yè)務的執(zhí)行力,

提升客戶服務的監(jiān)督力的有力武器。同時也可以促進營銷整

體工作質量和管理水平的進一步提升。

一、營銷信息稽查系統(tǒng)概述

營銷稽查監(jiān)控系統(tǒng)具體業(yè)務是通過稽查主題管理，完善

稽查監(jiān)控主題庫，利用稽查主題庫所提供的主題，對供電應

急處置、經(jīng)營成果、營銷工作質量、營銷服務資源中不正常

現(xiàn)象以及應用系統(tǒng)產生矛盾數(shù)據(jù)進行監(jiān)控與稽查，提交可疑

問題;利用發(fā)現(xiàn)的可疑問題，通過稽查任務管理，實現(xiàn)檔案

修正、營銷制度完善。最終對電力營銷工作產生的經(jīng)濟效益

和管理效益進行評價。營銷稽查監(jiān)控系統(tǒng)既實現(xiàn)了與SG186

營銷業(yè)務應用系統(tǒng)的緊合，又與用電采集系統(tǒng)、數(shù)據(jù)中心數(shù)

據(jù)、收費平臺進行了連接，實現(xiàn)了各部門、各專業(yè)營銷數(shù)據(jù)

的全面集成。從而可以對營銷經(jīng)營指標、工作流程關鍵節(jié)點、

數(shù)據(jù)質量、服務資源等營銷工作內容進行全面的稽查監(jiān)控。

系統(tǒng)可以根據(jù)管理者不同時期的管理要求靈活設置各項監(jiān)

控指標閥值，還可以按照月、周、日的監(jiān)控頻度對不同營銷

業(yè)務進行監(jiān)控，可滿足不同營銷業(yè)務的管理要求。通過監(jiān)控

對供電質量、保障能力存在異常的供電單位、線路、臺區(qū)、

客戶，以及重大服務事件進行稽查監(jiān)控，查找異常原因，采

取措施，提高保障能力和應急處置能力，包括供電質量及停

復電情況、重大事件及緊急情況處理，對新裝增容及變更用

電、供電合同管理、抄表管理、核算管理、電費收繳及賬務、

用電檢查管理、95598業(yè)務處理、資產管理、計量點管理、

計量體系管理、電能信息采集、市場管理、檔案信息管理(信

息管理論文)、報表管理監(jiān)控等業(yè)務主題的工作質量進行監(jiān)

控。系統(tǒng)包括10個業(yè)務類，抽象出7個功能域、39個功能項、

146個功能子項、5類非功能需求、5個監(jiān)控主題類、27個監(jiān)

控主題子類、126個監(jiān)控主題、187個監(jiān)控指標，。

二、部分功能在營銷體系中具體的應用

1、居民大電量：依我縣2013年統(tǒng)計數(shù)據(jù)為例，2013年

全縣居民生活售電量167803萬千瓦時，其中城鎮(zhèn)居民生活

售電量為10223萬千瓦時，農村居民生活售電量為157580

萬千瓦時，城鎮(zhèn)居民戶月均用電量202千瓦時，農村居民生

活戶月均用電量122千瓦時，冬夏空調及取暖用電高峰時期，

城鎮(zhèn)城鎮(zhèn)居民戶月均用電量317千瓦時，農村居民生活戶月

均用電量188千瓦時，依據(jù)我縣居民生活用電實際狀況，我

公司在營銷稽查監(jiān)控系統(tǒng)居民大電量主題中設置監(jiān)控閥值

600千瓦時，對于每月戶用電量超過600千瓦時的用戶開展

現(xiàn)場稽查或派發(fā)異常稽查工作單，自2013年5月份我公司

開展此項業(yè)務稽查以來，共計查處違約用電及定比定量不合

理的用戶389戶，追補違約用電費38.88萬元，更改定比定

量不合理用戶149戶，有效的堵塞了營銷中的管理漏洞，提

高了公司的經(jīng)濟效益。

2、農排大電量稽查主題，我縣為農業(yè)排灌大縣，農民

自留地較為分散，排灌呈季節(jié)性較強，排灌主要集中在每年

的春冬兩季，主要為一變一井，或一變雙井，每臺機井平均

負荷為32KW，排灌高峰用電時期月均機井用電量達到8500

千瓦時以上，處于農排低谷時期，89%用戶用電量為0千瓦

時，根據(jù)我縣農排的實際狀況，我公司在營銷稽查監(jiān)控系統(tǒng)

在農排低谷時期設置監(jiān)控閥值為1000千瓦時，在農排低谷

時期閥值超過1000千瓦時的用戶開展現(xiàn)場稽查，自營銷稽

查監(jiān)控系統(tǒng)上線以來，共計查處農排用戶違約用電現(xiàn)象37

起，共計追補電費及違約使用電費85.34萬元。

3、超容用電主題，該系統(tǒng)設置超容用電量閥值為用戶

的配變容量×用戶使用天數(shù)×24小時。某大工業(yè)用戶配變容

量為315+315，配變總容量為630千伏安，計量方式為高供

高計，兩臺配變合并用電，2013年1月該用戶報停一臺配變，

SG186中使用配變容量為315千伏安。2013年4月營銷監(jiān)控

系統(tǒng)中顯示該用戶4月份用電量為315500千瓦時，該用戶4

月份理論用電量為315千伏安×24小時×30天=226800千瓦

時，，超容用電39.1%。公司稽查人員迅速對該用戶展開現(xiàn)場

檢查，經(jīng)現(xiàn)場核實，該用戶擅自將報停的配變啟封用電。屬

違約用電行為，追補基本電費315千伏安×23.3元=7339.5

元，追補違約使用電費14679元，共計追補電費22018.5元。

三、結束語

通過營銷稽查監(jiān)控系統(tǒng)的推廣應用，我縣供電公司在營

銷稽查工作建立了事前有預測、事中有監(jiān)控、事后有跟蹤的

新型營銷稽查監(jiān)控體系。營銷稽查監(jiān)控系統(tǒng)全過程、實時的

在線監(jiān)控和稽查各營銷系統(tǒng)的數(shù)據(jù)質量，實現(xiàn)了營銷稽查監(jiān)

控的閉環(huán)管理，營銷管控工作達到了“橫向到邊，縱向到底”，

全面提高了營銷業(yè)務管控力、日常業(yè)務執(zhí)行力和客戶服務監(jiān)

督力。為電力企業(yè)“三集五大”改革和城鄉(xiāng)營銷一體化運作

提供了有力的保障措施。

參考文獻：

[1].石棟.營銷稽查與電力系統(tǒng)營銷管理[J].安徽電氣

工程職業(yè)技術學院，2007,12（2）：77-79

[2].閆劉生.電力營銷基本業(yè)務與技能[M].北京，中國

電力出版社，2002

[3].于崇偉.電力市場營銷[M].北京，中國電力出版社，

2002

[4].張戈.電網(wǎng)經(jīng)營企業(yè)客戶盈利能力分析的必要性

[J].電力需求側管理，2006，（2）

篇3

關鍵詞：居民儲蓄率；劉易斯拐點；VAR模型；脈沖相應分析

中圖分類號：F830.5 文獻標識碼：B 文章編號：1674-0017-2016（9）-0026-06

一、選題背景及研究意義

據(jù)國際貨幣基金組織數(shù)據(jù)顯示，20世紀70年代至今我國國民儲蓄率一直遠高于世界平均水平，且居民儲蓄率仍處于上升趨勢。2005年全球平均儲蓄率為19.7%，我國儲蓄率則高達51%。2014年12月，我國居民儲蓄達到了49.9萬億元，人均儲蓄超過3.5萬元，為全球儲蓄金額最多的國家。

同時，我國在2000年老齡人口占總人口比例和勞動人口與老齡人口的贍養(yǎng)比分別達到7%和10：1，已進入老齡社會；2013年底我國老年人口已達到2.02億，老齡化水平達到14.8%，據(jù)預測，約在2025年老齡人口占總人口比例和勞動人口與老齡人口的贍養(yǎng)比將分別達到14%和5：1，進入深度老齡社會；約在2040年將分別達到21%和2：1，進入超級老齡社會。

中國經(jīng)濟的高速發(fā)展優(yōu)勢，源于中國改革開放的制度紅利和人口結構變化特有的人口紅利帶來的高儲蓄，以及高儲蓄支撐下的高投資造就的經(jīng)濟高增長奇跡，形成了中國特有的“三高優(yōu)勢”。中國經(jīng)濟增長的優(yōu)勢并未消失，中國經(jīng)濟仍有較快增長的潛力。一是體制紅利仍有潛力可挖掘，二是人口紅利仍有從總量轉向結構和質量的空間，三是中國經(jīng)濟的市場潛力巨大，四是目前還有相當部分的儲蓄資源在閑置或低效使用的狀態(tài)。

因此，我國的人口數(shù)量紅利可能已經(jīng)結束，已經(jīng)出了“劉易斯拐點”。人口結構的變化將通過勞動力供應、儲蓄和技術進步三條渠道對經(jīng)濟增長產生直接或間接的影響。研究人口結構變化對居民儲蓄的影響，可以盡早掌握儲蓄變化趨勢及可能的影響，為經(jīng)濟發(fā)展方式轉變提供依據(jù)。

本文在對劉易斯拐點和影響居民儲蓄率的因素分析基礎上，對居民儲蓄率的影響因素進行綜述，在經(jīng)濟增長速度、人口年齡結構、宏觀經(jīng)濟制度（養(yǎng)老保險制度）等影響因素基礎上，結合劉易斯拐點理論，加入人口紅利（農業(yè)從業(yè)人員數(shù)量大）因素，進行定量分析，并提出政策建議。

二、文獻綜述及理論依據(jù)

（一）關于劉易斯拐點與人口紅利

1.劉易斯拐點概念的提出

經(jīng)濟學家阿瑟劉易斯（w.Arthur Lewis）于1954年在題為《勞動無限供給條件下的經(jīng)濟發(fā)展》中提出了“二元經(jīng)濟發(fā)展”模式。這個模式分為兩個階段：一是勞動力無限供給階段，此時勞動力過剩，工資取決于維持生活所需的生活資料的價值；二是勞動力短缺階段，此時傳統(tǒng)農業(yè)部門中的剩余勞動力被現(xiàn)代工業(yè)部門吸收完畢，工資取決于勞動的邊際生產力。由第一階段轉變到第二階段，勞動力由剩余變槎倘保相應的勞動力供給曲線開始向上傾斜，勞動力工資水平也開始不斷提高。經(jīng)濟學把聯(lián)接第一階段與第二階段的交點稱為“劉易斯轉折點”。

1972年，劉易斯又發(fā)表了題為《對無限勞動力的反思》的論文。在這篇論文中，劉易斯提出了兩個轉折點的論述。當二元經(jīng)濟發(fā)展由第一階段轉變到第二階段，勞動力由無限供給變?yōu)槎倘?，此時由于傳統(tǒng)農業(yè)部門的壓力，現(xiàn)代工業(yè)部門的工資開始上升，第一個轉折點，即“劉易斯第一拐點”開始到來；在“劉易斯第一拐點”開始到來，二元經(jīng)濟發(fā)展到勞動力開始出現(xiàn)短缺的第二階段后，隨著農業(yè)的勞動生產率不斷提高，農業(yè)剩余進一步增加，農村剩余勞動力得到進一步釋放，現(xiàn)代工業(yè)部門的迅速發(fā)展足以超過人口的增長，該部門的工資最終將會上升。

當傳統(tǒng)農業(yè)部門與現(xiàn)代工業(yè)部門的邊際產品相等時，也就是說傳統(tǒng)農業(yè)部門與現(xiàn)代工業(yè)部門的工資水平大體相當時，意味著一個城鄉(xiāng)一體化的勞動力市場已經(jīng)形成，整個經(jīng)濟――包括勞動力的配置――完全商品化了，經(jīng)濟發(fā)展將結束二元經(jīng)濟的勞動力剩余狀態(tài)，開始轉化為新古典學派所說的一元經(jīng)濟狀態(tài)，此時，第二個轉折點，即“劉易斯第二拐點”開始到來。關于我國劉易斯拐點的界定，據(jù)蔡P（2007）估計，我國大約在2009年達到“第一個劉易斯拐點”，在2015年達到“第二個劉易斯拐點”，日本學者田島俊雄（2008）同意蔡P的“第一拐點”的判斷，但其估計2013年左右達到“第二個劉易斯拐點”。

2.人口紅利

與“劉易斯拐點”相對應的是“人口紅利”，由于年輕人口數(shù)量增多形成的廉價勞動力，提供給經(jīng)濟發(fā)展相對便宜的要素價格。對于很多發(fā)展中國家而言，廉價勞動力是發(fā)展的一個重要要素，這一點，在我國的經(jīng)濟增長模式中也表現(xiàn)得較為明顯。而“劉易斯拐點”與“人口紅利”之間似乎有一種正相關的關系，前者的顯現(xiàn)，往往是“人口紅利”逐漸消失的一個前兆。

3.人口紅利與儲蓄

人口結構影響儲蓄率是人口轉變影響經(jīng)濟增長的重要渠道，撫養(yǎng)負擔低的人口結構通過提高儲蓄率來促進經(jīng)濟增長。高路易（2005）用固定資產形成額占國內生產總值的比重計算得出，改革開放24年，我國人口紅利期的儲蓄率始終在30%以上。王德文等（2004）采用列夫模型進行研究，得出少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比上升將減少儲蓄率，且結果均較顯著。

（二）我國高儲蓄率成因

目前對我國高儲蓄率成因分析，除了從高經(jīng)濟增長率、高人口增長率外，學者們也從人均收入因素、收入分配因素、人口年齡結構、預防性儲蓄動機和宏觀經(jīng)濟政策等因素進行了分析。

經(jīng)濟增長速度。汪偉（2008）考慮到我國特殊的二元經(jīng)濟環(huán)境，利用1952-2006年省級動態(tài)面板樣本數(shù)據(jù)，通過向量自回歸模型，分析了經(jīng)濟增長率、投資率和儲蓄率之間的動態(tài)相關性。結果顯示：經(jīng)濟增長率對儲蓄率存在顯著的正向影響，但反向因果關系不成立。

目前對我國高儲蓄率成因分析，除了從高經(jīng)濟增長率、高人口增長率外，學者們也從人均收入因素、收入分配因素、人口年齡結構、預防性儲蓄動機和宏觀經(jīng)濟政策等因素進行了分析。

人均收入因素。殷興由、孫景德和張超群（2007）對1978年以來我國居民高儲蓄率成因進行研究時，采用了寧波市400戶家庭數(shù)據(jù)，在分析出居民不斷上升主要原因的基礎上，給出了量化比例。結果顯示：不確定因子、制度因子與收入因子中，收入因子是影響居民總儲蓄率上升的主要推動力。杭斌、郭香?。?009）認為，收入不確定性是我國城鎮(zhèn)居民高儲蓄率現(xiàn)象的主要推動力。

收入分配因素。有些學者從我國總儲蓄結構特征出發(fā)，運用國家統(tǒng)計局公布的中國資金流量表進行分析。李揚、殷劍峰（2007），翁媛媛、饒文軍、高汝熹（2010），徐忠、張雪春、丁志杰、唐天（2010）等通過建立計量模型對儲蓄率變化的原因分部門做了實證檢驗。一致認為，造成我國高儲蓄率的兩個重要原因是政府部門和企業(yè)部門儲蓄的不斷增加。汪偉、郭興強（2011）認為，目標性儲蓄可能是連接儲蓄率與收入不平等之間的一個重要理論渠道，收入不平等和居民的目標性儲蓄可能是造成我國居民高儲蓄率的重要原因。

人口年齡結構。袁志剛、宋錚（2000）分析表明，人口老齡化會激勵居民增加儲蓄，我國居民高儲蓄率的一個主要推動力可能是人口老齡化。鄭長德（2007），鐘水映、李魁（2009）基于生命周期理論，運用我國省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)，對各地區(qū)人口轉變及撫養(yǎng)負擔變化對儲蓄率的影響進行了估計，結果均認為少兒撫養(yǎng)比下降會導致居民儲蓄率的上升。

宏觀經(jīng)濟政策。何立進、封進、佐藤宏（2008）采用中國社科院經(jīng)濟研究所城鎮(zhèn)住戶調查數(shù)據(jù)，基于生命周期模型分析了中國養(yǎng)老保險制度改革對居民對家庭儲蓄率的影響。養(yǎng)老金財富變化的外生性，可以作為財政因素來分析其對家庭儲蓄率的影響。研究認為，養(yǎng)老金財富對于家庭儲蓄率存在不同的替代性，但不同的家庭替代效應有明顯差異。

以上研究居民儲蓄率的影響因素，大部分都是從單方面進行分析的，很少考慮綜合因素，本文將在綜合以上影響因素的基礎上，結合劉易斯拐點理論，加入勞動力變化因素，提出以下假設：

假設一：人口撫養(yǎng)比上升會導致居民儲蓄率上升。

假設二：農村勞動力比重減少將導致儲蓄率上升。

三、人口結構效應的實證分析

（一）變量定義及來源

對于影響居民儲蓄率的因素，本文結合以前研究以及數(shù)據(jù)的可得性，考慮了經(jīng)濟增長（人均國內生產總值GDP增長率）、人口撫養(yǎng)比、農業(yè)就業(yè)人口比重、養(yǎng)老保險人口比重。人均國內生產總值GDP增長率視為宏觀經(jīng)濟因素，用GDP表示；養(yǎng)老保險人口比重視為宏觀經(jīng)濟政策因素，用EI表示；撫養(yǎng)比視為人口年齡結構因素，用TR表示；農業(yè)就業(yè)人口比重視為勞動力結構變化（人口紅利）因素，用RP表示；儲蓄率用RS表示。數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)，考慮到養(yǎng)老保險制度從1989年才開始，故樣本數(shù)據(jù)區(qū)間為1989年到2014年共26個樣本。居民儲蓄率、撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)來源于“世界銀行”網(wǎng)站、農業(yè)就業(yè)人口比重、養(yǎng)老保險人口比重來源于“中國人民共和國國家統(tǒng)計局”網(wǎng)站。

（二）模型的構建

理論和學者的研究均表明，人口結構變化會對居民儲蓄率產生影響。這可以初步判斷人口結構與居民儲蓄率之間可能存在相關關系，但不能確定兩者是否存在明確的關系，以及人口結構變化對居民儲蓄率的影響程度如何。因此，建立以下計量模型進一步研究：

RS=C0+C1*GDP+C2*EI+C3*TR+C4*RP+et

其中，C0為常數(shù)項，et為隨機誤差項。

在建立上述模型的基礎上，采用向量自回歸模型（VAR模型，是由Smis在1980年提出來的，目前各內部變量的沖擊主要是采用VAR模型）分析人口結構變化對居民儲蓄率的沖擊影響，模型具體方法不再贅述。

（三）數(shù)據(jù)的檢驗及模型的建立

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

本文以時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析。在時間序列關系檢驗前，先要確定時序是否平穩(wěn)。首先對各時間序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，來判斷序列的平穩(wěn)性，本文采用ADF檢驗方法檢驗時間序列是否平穩(wěn)，檢驗過程中采用SIC準則確定滯后項，結果見表1。其中，D表示變量的差分，ADF檢測類別為（c，t，f），依次表示截距項、趨勢項和滯后項。通過SCI準則為序列選取合理的滯后階數(shù)進行單位根檢驗，可選用不帶任何項、截距項和趨勢項的方式進行選擇。

ADF單位根檢驗結果表明，在5%的顯著水平下，RS、GDP、RP、TR和EI都是不平穩(wěn)的，RS、和GDP經(jīng)過一階差分后是平穩(wěn)的，RP、TR和EI經(jīng)過二階差分后是平穩(wěn)的。根據(jù)檢驗結果，數(shù)據(jù)不是同階單整的，需要進行協(xié)整檢驗，檢驗顯示可以建立RS、GDP、D（RP）、D（TR）、D（EI）的VAR模型。

2.VAR模型的建立及檢驗

通過平穩(wěn)性檢驗，滿足建VAR模型的必要條件。首先，需要確定滯后階數(shù)，考慮到模型的解釋能力和保證模型的解釋能力，根據(jù)SIC準則，將VAR模型的滯后階數(shù)選擇為2階。參數(shù)估計結果如表2所示。

從表2的結果看，RS方程擬合優(yōu)度較好，R-squared達到了0.933651，說明VAR模型估計效果較好。

為了更好的分析人口結構對居民儲蓄率的影響以及影響的貢獻度，需采用脈沖響應函數(shù)和方差分解進行分析，這需要檢驗VAR模型的穩(wěn)定性，圖1表明VAR（2）模型的所有逆根都在單位內，說明VAR（2）模型是穩(wěn)定的。

（四）脈沖響應函數(shù)分析

通過以上分析和檢驗可以得出本文構建的VAR模型是一個穩(wěn)定的向量自回歸模型，在此基礎上可以使用脈沖響應函數(shù)分析模型中的變量居民儲蓄率在受到其他變量殘差沖擊時的短期反應。脈沖響應結果見圖2。

通過圖2，我們可以看出經(jīng)濟增長、宏觀經(jīng)濟制度、人口年齡結構和人口勞動力結構對居民儲蓄率的沖擊效果。從圖2的脈沖響應函數(shù)的分析結果看，當經(jīng)濟增長率GDP產生一個正向沖擊時，短期內會產生一個負向的反應，然后在第3期產生正向反應并在第4期達到最大后一直波動，到第12期基本產生負向影響并在第19期趨于穩(wěn)定，說明經(jīng)濟增長率在中長期的影響還存在。當養(yǎng)老保險人口比重波動EI產生一個正向沖擊時，短期內會產生一個正向沖擊，到第10期轉向負向影響并趨于平衡，說明養(yǎng)老保險人口比重波動DEI產生的影響主要是短期的。撫養(yǎng)比TR產生一個正向沖擊后，在前8期為正向沖擊，轉為負向并在20期趨近于0，說明撫養(yǎng)比TR對儲蓄率的沖擊是短期的。農業(yè)從業(yè)人口比重波動DRP產生一個正向沖擊時，短期內由負向到正向沖擊波動，并在負向沖擊逐漸平穩(wěn)，但中長期影響較小。

（五）方差分解

榱爍好的分析經(jīng)濟增長、宏觀經(jīng)濟制度、人口年齡結構和人口勞動力結構對居民儲蓄率的影響程度，并區(qū)分影響居民儲蓄率的短期、長期決定因素，本文在VAR（2）模型的基礎上，利用方差分解方法分解出經(jīng)濟增長、宏觀經(jīng)濟制度、人口年齡結構和人口勞動力結構的波動對居民儲蓄率變化的貢獻度，方差分析結果見圖3。

從表3可以看出，居民儲蓄率的變化主要受自身、宏觀經(jīng)濟和人口結構變化的影響。自身影響在前3期仍然比較大，為58.1%，這說明居民儲蓄率有慣性特征。同時，經(jīng)濟增長率對居儲蓄率的影響一直很明顯，并隨著時間逐步增加，這說明居民儲蓄率受經(jīng)濟增長率明顯，并且隨著時間推移會增加。養(yǎng)老保險人口比重雖然對儲蓄率也有影響，但比重一直很小。撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響在第7期增大到最大后，貢獻度在下降，這也說明了撫養(yǎng)比的影響是短期的。農村人口比重在初期對儲蓄率的影響貢獻度很小，但也有逐步增加的趨勢，這說明勞動力結構的變化將長期影響儲蓄率。

四、結果及建議

（一）經(jīng)濟增長對儲蓄率的影響是明顯的

從理論分析看，經(jīng)濟增長會增加財富，在一定程度上增加儲蓄，這與我們在VAR模型基礎上的脈沖響應分析一致。實證分析表明，在短期內，人均GDP增長率與居民儲蓄率之間存在正相關關系，但長期的關系是負相關，而且影響關系是長期的。這與以前研究結果有所不同，這可能與我國經(jīng)濟增長長期以來是投資帶動，但部分投資是無效的，在一定程度上消耗儲蓄資源。

（二）宏觀經(jīng)濟因素和人口年齡結構因素的影響是短期的

從分析結果看，養(yǎng)老保險的人口比重和撫養(yǎng)比對居民儲蓄率的影響在短期都是正向的，但有所不同。撫養(yǎng)比對居民儲蓄率的影響明顯要比養(yǎng)老保險的人口比重的影響大，這也是符合我國社會現(xiàn)實的，我國傳統(tǒng)文化的“養(yǎng)兒防老”的觀念根深蒂固，反而對社會養(yǎng)老不是很重視。而撫養(yǎng)比對居民儲蓄率的影響是正向的，也與以前研究成果不一致，主要是因為居民在少兒撫養(yǎng)的觀念改變，更注重教育投資，這需要進行儲蓄，少兒撫養(yǎng)比在總撫養(yǎng)比例較大，從而出現(xiàn)在短期內對儲蓄率的影響是正向的。

（三）農業(yè)勞動人口比重變化對儲蓄率變動的沖擊不容忽視

根據(jù)劉易斯拐點理論，勞動力剩余到勞動力短缺會導致工資上升。而我國農業(yè)從業(yè)人口比重一直在下降，隨著我國勞動人口結構的變化，已經(jīng)出現(xiàn)了部分地區(qū)和部門勞動力短缺，工資出現(xiàn)上漲。這與我們研究的農業(yè)人口比重對儲蓄率變動的影響是負向的沖擊基本一致，說明我國農業(yè)勞動力的轉移導致工資上漲，從而引起儲蓄率上升。

鑒于此，提出以下建議。一是要保持經(jīng)濟的合理增長速度。經(jīng)濟增長與儲蓄率的關系是相互的。高儲蓄率伴隨著高投資率，對我國的經(jīng)濟增長貢獻巨大，而經(jīng)濟的快速增長也推動了儲蓄率的上升。在短期內，我國經(jīng)濟的增長動力很難改變，于此同時儲蓄率上升也是必然的，要形成兩者的良性互動，經(jīng)濟增長需要保持一個合理的速度，新常態(tài)下7%的增長率是合理的。二是通過新型城鎮(zhèn)化促進農業(yè)人口的轉移。我國新增就業(yè)人口減少的大趨勢不可避免，于此同時，農業(yè)從業(yè)人口比重過高還將存在，這將對我國經(jīng)濟的發(fā)展產生較大影響，需要通過產業(yè)升級、加快第三產業(yè)特別是服務業(yè)等行業(yè)來吸納大量農業(yè)就業(yè)人口的轉移。新型城鎮(zhèn)化將是解決農業(yè)、農村和農民問題的重要途徑，應加快新型城鎮(zhèn)發(fā)展，促進產業(yè)升級和人口市民化。三是拓展投資渠道，促進儲蓄分流。較高的儲蓄率導致高投資率，影響消費；同時也導致我國銀行等間接融資比例過高，金融風險集中到銀行體系。因此，應通過金融市場、貨幣市場等多渠道創(chuàng)新，分流高儲蓄，促進經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展。

參考文獻

[1]陳沖.人口結構變動與農村居民消費――基于生命周期假說理論[J].農業(yè)技術經(jīng)濟，2011，（4）：25-32。

[2]康建英.人口年齡結構對我國消費的影響[J].人口與經(jīng)濟，2009，（2）：60-64。

[3]李文星，徐長生.中國人口變化對居民消費的影響[J].人口科學，2008，（3）：29-37。

[4]鞏芳，陳寶新.中國居民消費支出與經(jīng)濟增長關系實證研究[J].西部經(jīng)濟管理論壇，2016，（3）：61-69。

[5]汪偉.經(jīng)濟增長、人口結構變化與中國高儲蓄[J].經(jīng)濟學，2009，（4）：29-52。

The Analysis on the Effect of Change of Demographic Structure on the

Residents Savings Rate in China

――Based on the Theory of Lewis Turning Point

Research Group

篇4

我國經(jīng)濟改革最引人注目的一個變化，就是20多年間有1億農業(yè)勞動力轉移到鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)從業(yè)人員已占農村總從業(yè)人員的30%左右，使鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)取代國有工業(yè)，成為我國工業(yè)中的主要組成部分。但是，農村勞動力資源的再配置在20世紀90年代中期以后，則逐漸地減緩，并在近幾年因市場變化而出現(xiàn)倒流趨勢。僅1997、1998年兩年統(tǒng)計，從事農業(yè)的勞動力就凈增366萬人，1999、2000、2001年每年至少也有凈增100多萬人。出現(xiàn)上述情況并不意味著資源配置效應的潛力告終。主要依據(jù)是：盡管已有大量農業(yè)勞動力轉移到非農業(yè)領域，但由于農村人口和勞動力的迅速增長，留在農業(yè)領域的勞動力還有3億多，同改革初期相比，不但沒有減少，還增加了100多萬。農業(yè)與非農業(yè)的邊際生產率仍然存在較大的差異。但是，我國國民經(jīng)濟經(jīng)過20多年高速增長的量變積累，已經(jīng)呈現(xiàn)質的變化，即絕大部分商品的供給已經(jīng)滿足或超過市場需求，由賣方市場變成買方市場。大多數(shù)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在市場導向下經(jīng)過多年的發(fā)展已經(jīng)飽和，不再有超常發(fā)展的空間；而高技術含量的生產領域雖然市場廣闊，卻需要鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)進行重大結構調整，不可能再以低技術和粗放經(jīng)營的方式跨進結構升級這道門坎。況且，80%以上分布在村落的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，由于缺乏所必需的公共基礎設施，缺乏技術和管理人才，遠離城市集中地帶，難以再走“離土不離鄉(xiāng)”的道路。我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展正面臨著一個調整期，這就不可能再以從前那樣的超常速度增長著。與此相聯(lián)系，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)可納農村剩余勞動力的能力趨于下降。從“七五”期間年均925萬人，降到“八五”期間年均719萬人，降到1996年674萬人，再降到1997年的400萬人。在今后的若干年中，如果不可能出現(xiàn)新的經(jīng)濟增長點，前面所說的資源配置效應，將在很大程度上不復存在，經(jīng)濟增長速度將會顯著放慢。

我國經(jīng)濟改革以來的一、二十年間，數(shù)以千萬計的農村剩余勞動力轉移到鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)就業(yè)，并因此帶動了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)高速度增長，在一定程度上代替了城市化的發(fā)展，但這種替代終究是有限度的。農村人口城市化規(guī)律是不可阻擋的，限制城市化是積累矛盾，加劇矛盾，而不是解決矛盾。這就要求我們必須把轉移剩余農業(yè)勞動力與城市化有機地結合起來。國內外的實踐經(jīng)驗表明，農業(yè)剩余勞動力向非農產業(yè)轉移、農村人口向城市遷移，是現(xiàn)代化進程中相互制約、相互影響的兩個方面。從20世紀80年代初期以來，我國剩余農業(yè)勞動力向非農產業(yè)轉移，取得史無前例的進展，但農村人口向城市遷移的進程仍然十分緩慢，這兩者之間表現(xiàn)出極其明顯的不協(xié)調。這種不協(xié)調的后果，集中反映在最近幾年前者速度大幅度回落，以及與此相聯(lián)系的農村經(jīng)濟增長速度及農民收入增長幅度明顯趨緩。這就要求必須因勢利導地解決這種不協(xié)調問題，并使之相互促進，以開創(chuàng)中國剩余勞動力轉移的新階段。

要有效地解決我國剩余農業(yè)勞動力的轉移，就必須遵循社會經(jīng)濟發(fā)展的一般規(guī)律，正確認識和處理市場化、工業(yè)化、城市化和現(xiàn)代化的關系。市場化、工業(yè)化和城市化是推動現(xiàn)代化進程不可缺少的原動力，也是推動農業(yè)剩余勞動力轉移不可缺少的原動力。社會經(jīng)濟發(fā)展的一般規(guī)律是，伴隨著工業(yè)化的推進，城市化水平也不斷提高，這是產業(yè)結構變遷引起就業(yè)區(qū)域結構變遷的結果，也是市場機制在勞動力資源配置過程中發(fā)揮作用的結果。我國的工農業(yè)產值結構已由建國初期的3:7轉移為7.5:2.5，而城鄉(xiāng)人口結構乃為3.6:6.4，這在世界上是絕無僅有的。造成這種狀況的主要原因，是在一個相當長的歷史時期中，中國的工業(yè)化是在城鄉(xiāng)隔離的環(huán)境下并且獨立于城市化進行的，使得迅速增長著的剩余農業(yè)勞動力無法被城市二、三產業(yè)所吸收。1952年至1978年，我國城市工業(yè)所能提供的新的就業(yè)崗位只有3723萬個，而同一時期由于人口政策的失誤，全國城鄉(xiāng)勞動力共增加19127萬人，大部分新增勞動力不得不被安置于農村，這就必然嚴重地制約著中國農業(yè)勞動生產率的提高和農村經(jīng)濟的增長。市場取向改革以來，我國市場化程度有了顯著的進展，并且與工業(yè)（尤其農村工業(yè)）協(xié)調發(fā)展的道路基本上打通。這些年來，我國農村工業(yè)化和剩余農業(yè)勞動力的轉移所取得的巨大進步，也正是市場化因素不斷強化的結果。然而，在依靠市場機制和農村工業(yè)化力量來推動經(jīng)濟高速增長與剩余勞動力轉移的同時，城市化滯后的矛盾又日益突出出來。

二、是進小城鎮(zhèn)抑是進大中城市

關于我國城市化與城鎮(zhèn)化問題，國內外學術界都作了不同程度的研究，并取得一系列階段性成果。但是，對城鎮(zhèn)化與城市化的關系問題，至今還沒有取得一致的看法。這就很難對我國農民進城的方式和條件作出正確的回答。我們認為，城鎮(zhèn)化不等于城市化，甚至不是城市化的主流。發(fā)展小城鎮(zhèn)是我國特定條件下城市化戰(zhàn)略的一部分而不是全部，發(fā)展小城鎮(zhèn)是城鄉(xiāng)二元體制下被迫作出的選擇，而不是最佳的選擇。確立這樣的一種觀點，才能正確認識我國農民進城的方式和條件。換句話說，我國農民進城的方式和條件的特殊性，在相當程度上是和我國城鄉(xiāng)二元結構以及與此相聯(lián)系發(fā)展小城鎮(zhèn)戰(zhàn)略聯(lián)系在一起。在城鄉(xiāng)二元結構還沒有被破除的背景下，大中城市的發(fā)展從一開始就同農村問題的解決無關。而改革開放以來，我國政府提出發(fā)展小城鎮(zhèn)戰(zhàn)略時，又總是同解決農村問題聯(lián)系在一起。我國現(xiàn)階段農民進城方式和條件，都是由此派生出來的。在城鄉(xiāng)分離或城鄉(xiāng)分割體制尚未消除的背景下，人們往往把大中城市和小城鎮(zhèn)區(qū)分為兩個不同類型的社區(qū)。與此相適應，在農民進城上，也可以劃分為進大中城市和進小城鎮(zhèn)這兩種方式。當城市化還沒有基本實現(xiàn)的情況下，必然是進大中城市和進小城鎮(zhèn)并重（目前兩者人口各占一半），而且在一定時期內，進小城鎮(zhèn)的人數(shù)還會比進大中城市的人數(shù)多得多。當城市化演變到一個相當高的程度，城鎮(zhèn)化就會逐漸被城市化所代替。屆時，農民進城的方式，主要表現(xiàn)為進入大中城市，或進入大中城市的人數(shù)遠遠超過小城鎮(zhèn)。

我國小城鎮(zhèn)的戰(zhàn)略地位，是源于農村工業(yè)化是在城市化嚴重滯后的背景下運行的。農業(yè)勞動力向鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)轉移，是采取“離土不離鄉(xiāng)”的就地轉移方式。剩余農業(yè)勞動力就地向鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)轉移，比起舊體制下農民沒有選擇職業(yè)的自由、缺乏必要的勞動力流動機制，無疑是一個很大的進步。但是，這種初級形態(tài)的勞動力市場，畢竟存在很大的局限性，突出表現(xiàn)在剩余農業(yè)勞動力轉移在就業(yè)空間上的封閉性和分散性。封閉性指的是面向農村，就地轉移。分散性指的是92%的剩余勞動力轉移是分布在村落，向小城鎮(zhèn)集中的不及8%。應當這樣看，即小城鎮(zhèn)建設對帶動我國農村經(jīng)濟的發(fā)展，還將繼續(xù)發(fā)揮一定的作用。我國目前仍然有大量分布過散、缺乏規(guī)模效益的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，迫切需要改善布局和基礎設施條件。但由于企業(yè)自身和外界條件的限制，它們大多數(shù)還很難向大中城市集中，而小城鎮(zhèn)的進入門坎則要低得多。但是，和大中城市相比，小城鎮(zhèn)的集聚效益差，二、三產業(yè)發(fā)展規(guī)模小、檔次低，對投資的吸引力和對勞動力的容納能力很有限，不應對它在城市化中的作用寄予過高的期望。我國小城鎮(zhèn)的發(fā)展速度很快，目前總數(shù)已突破60000個，但每個城鎮(zhèn)平均人口（指非農業(yè)人口）只有2000人左右，作為吸納農村剩余勞動力主要載體的初衷始終未能達到。大中城市可以吸收大量的鄉(xiāng)村勞動力和其他資源，可以創(chuàng)造出更高的經(jīng)濟效益。為了擴大小城鎮(zhèn)的規(guī)模，提升小城鎮(zhèn)的檔次，客觀上要求小城鎮(zhèn)建設必須同大中城市的布局和結構調整有機結合起來，例如在與大中城市一定距離內和交通干線附近形成小城鎮(zhèn)群帶，可以有效利用大中城市對周圍地區(qū)的擴散和帶動效益，并減輕其膨脹壓力。事實上，目前有些小城鎮(zhèn)所表現(xiàn)出來的規(guī)模和效益，有相當部分來自鄰近大中城市發(fā)展的可能性。應當認識到，農民進入小城鎮(zhèn)，是在傳統(tǒng)的城鄉(xiāng)分割制度安排下的一種迫不得已的選擇。今后我國新增就業(yè)崗位，將有很大一部分集中于第三產業(yè)，如果絕大部分人口集中于小城鎮(zhèn)，第三產業(yè)的發(fā)展將嚴重受阻。我國城市化已經(jīng)演變到一個新的階段，即小城鎮(zhèn)數(shù)量擴張已經(jīng)基本完成，今后發(fā)展的重點應放在提高建設質量上。還應當指出的是，我國經(jīng)濟增長正由粗放型向集約型轉變，以往在粗放型經(jīng)濟增長方式下發(fā)展起來的低技術含量的產品市場已經(jīng)相對飽和，在鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)中有相當一部分低技術含量的勞動密集型產業(yè)需要進行技術改造、產品升級、資產重組和產業(yè)轉移，小城鎮(zhèn)是無法滿足這一結構重組要求的。大中城市不但比較容易提供鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)進行調整所需要的資金、技術、信息、人力資源、市場條件等，而且還將為第三產業(yè)發(fā)展提供廣闊的市場。統(tǒng)計資料表明，我國100萬－200萬人口的城市，勞動力在第三產業(yè)的就業(yè)比重高達45%，而20萬人口以下的小城市，其比重僅占23%。這就要求我們必須采取更加積極的城市化發(fā)展戰(zhàn)略，在繼續(xù)為小城鎮(zhèn)發(fā)展（擴大規(guī)模、提高檔次）提供必要條件的同時，把城市化政策的重心，從消極限制向積極鼓勵發(fā)展大中城市。與此相聯(lián)系，農民進城的方式將越來越由集中小城鎮(zhèn)轉向集中大中城市。

與農民進城方式相聯(lián)系，在大中城市勞動力市場上，還存在著事實上的二元市場，即進城農民的就業(yè)市場與城市居民的就業(yè)市場同時存在。從相對意義上，這兩類市場是相互分割，相互獨立的。由于戶籍制度、就業(yè)制度、醫(yī)療制度、教育制度、養(yǎng)老制度等方面的差別，轉移到城市的農民還不可能享有城市居民同等的就業(yè)權利和就業(yè)條件，還無法同城市居民一樣進入同等待遇的職業(yè)領域并獲得制度性工資。在城市二元勞動力市場上，進城農民所從事的多為城市勞動者不去競爭的崗位，并領取比城市居民相對低得多的勞動報酬，相對少得多的社會福利。這種對農村勞動力進入城市的就業(yè)限制和歧視，在短時間內還難以完全消除。至于城市中的資本密集、技術密集、知識密集的產業(yè)領域，農民進入的機會也很少。這種制度上的市場結構差異，目前起著緩解進城農民工對城市居民就業(yè)的沖擊力的作用。與此相聯(lián)系，我國農村剩余勞動力向城市轉移，其就業(yè)性質一般是屬于非正規(guī)就業(yè)。所謂非正規(guī)就業(yè)，指的是廣泛存在于非正規(guī)部門和正規(guī)部門有別于傳統(tǒng)典型的就業(yè)形式。它包括非公有部門里的各種就業(yè)門類，和正規(guī)部門里的短期臨時性就業(yè)、非全日制就業(yè)、勞務派遣就業(yè)、包生產或服務項目的外部工人等。相對于傳統(tǒng)的國有、集體單位的正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)穩(wěn)定性較弱，流動性較強，加上非正規(guī)部門的社會保障制度建設嚴重滯后，要被城市居民所普遍接受，還需要經(jīng)歷一個很長的適應性過程，使得這種就業(yè)崗位大都留給進城的農民。

三、制約農民進城的制度性與結構

農民進城的條件，首先取決于城市門檻的高低。要形成有利于農民進城的條件，就必須降低農民進城的門檻。1980年國務院作出“嚴格控制大城市，合理發(fā)展中小城市，積極發(fā)展小城鎮(zhèn)”的方針，其中的一個考慮，就是農民進入小城鎮(zhèn)的門檻相對比較低。從理論上說，要把一個勞動力從農村轉移到城鎮(zhèn)，大約需要三種基本投入：(1)生產資本投入，為創(chuàng)造一個就業(yè)崗位所需要的資本投入；(2)生活資本投入，農村勞動力及其家屬在城市安家和生活所需要的資本投入；(3)基礎設施投入，就是生產與生活所必需的水、電、路、汽等基礎設施。這三種基本投入大中小城市的差別不是很大。但是，根據(jù)我國的國情，越是中心城市，政府的補貼越高，大中城市建設的制度性成本所占比重很大，而小城鎮(zhèn)則近乎等于零。在城鄉(xiāng)二元結構體制下，城市居民所享受的而農民又享受不到的社會福利（或國家財政補貼），大城市最多，中等城市次之，小城鎮(zhèn)最少。從這個意義上說，要創(chuàng)造有利于農民進城的條件，尤其是進大中城市的條件，就必須消除附著在城鄉(xiāng)戶籍上的各種待遇差別（包括就業(yè)制度、教育制度、醫(yī)療制度、住房制度、養(yǎng)老制度等），實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化。由此可見，為了加快我國農村城市化進程，就必須從根本上突破傳統(tǒng)計劃經(jīng)濟體制的束縛。在傳統(tǒng)計劃經(jīng)濟體制下，城市建設是由政府負擔的，城市居民的高福利、高保障是由政府負擔的。受政府財政資金的限制，政府很難把對城鎮(zhèn)居民的義務擴大到農民身上。因為農民的大規(guī)模進城，意味著政府財政支出的擴大。為了緩解這種矛盾，政府所作出的反應，自然是限制農民進城，即阻礙農村人口城市化進程。為了改變這種情況，就必須因勢利導地促進計劃經(jīng)濟體制向市場經(jīng)濟體制轉變，逐步實現(xiàn)城鎮(zhèn)建設市場化，使城鎮(zhèn)化建設從以往政府主導型轉變?yōu)槭袌稣T導型，即不依賴于國家投資，引入市場競爭機制，誘導先富起來的農民進城務工經(jīng)商，依靠農民自身力量，多渠道籌措城鎮(zhèn)建設資金，解決城鎮(zhèn)發(fā)展中的人口集聚、經(jīng)濟發(fā)展和建設資金三大問題，使城鎮(zhèn)化步入快車道。

當前我國農村城市化所面臨的一個主要難點，就是傳統(tǒng)的城鄉(xiāng)二元戶籍制度，嚴重地滯后于農村城市化的發(fā)展。這就必須逐步改革傳統(tǒng)的城鄉(xiāng)分割的二元戶籍制度，變城鄉(xiāng)分割的二元戶籍制度為統(tǒng)一的居民身份證一元戶籍制度。其具體內容是：逐步建立以居住地劃分城鎮(zhèn)人口和農村人口，以職業(yè)劃分農業(yè)人口與非農業(yè)人口的戶籍登記制度，如實地反映公民的職業(yè)和身份狀況的本來面目，實現(xiàn)城鄉(xiāng)戶口一體化管理。只有改革城鄉(xiāng)分割的二元戶籍制度，才有可能為勞動力在產業(yè)之間、城鄉(xiāng)之間的自由流動和形成全國統(tǒng)一的勞動力市場創(chuàng)造條件。以往那種城鄉(xiāng)分割的戶籍制度，不能適應現(xiàn)代市場經(jīng)濟發(fā)展的要求，它從制度上堵塞了農村人口城市化途徑，抑制了勞動力在城鄉(xiāng)之間和地區(qū)之間的自由流動。農村剩余勞動力向城市轉移，不僅是一個經(jīng)濟問題，而且是一個社會問題。要使這種轉移能夠比較順利地進行，政府一方面要為增強這部分勞動者的就業(yè)技能和提高他們的就業(yè)競爭力創(chuàng)造條件，另一方面還要為這部分勞動者的生存提供必要的保障和服務機制。這一機制主要包括兩方面內容：一是包括養(yǎng)老、失業(yè)保險在內的社會保障體系；二是包括就業(yè)培訓和職業(yè)介紹在內的就業(yè)服務體系。目前我國農村社會保障機制和就業(yè)服務體系嚴重滯后的現(xiàn)象，已經(jīng)直接影響和制約著勞動力市場功能的發(fā)揮，以及農村剩余勞動力向城市的轉移。這是我國實現(xiàn)農村勞動力資源市場化配置所要解決的重要問題。我國目前現(xiàn)實的情況是，絕大部分農民尚未納入國民經(jīng)濟和社會發(fā)展規(guī)劃，已經(jīng)進城的農民享受不到城市居民一樣的待遇。在住房、醫(yī)療、教育、勞動就業(yè)、養(yǎng)老等方面，身份沒有變化的農民只能自己承擔高額費用，導致在許多已經(jīng)發(fā)展起來的小城鎮(zhèn)，出現(xiàn)進城農民又回到農村“人口回流”現(xiàn)象。

我國農民進城的條件，除了要受一系列制度性因素的制約，同時還要受其他非制度性因素的制約，即經(jīng)濟增長方式轉變和經(jīng)濟結構調整的約束。世界上那些已經(jīng)實現(xiàn)工業(yè)化的國家，其剩余農業(yè)勞動力的轉移，基本上都是發(fā)生在經(jīng)濟粗放型增長向集約型增長轉變之前。也就是說，在粗放型經(jīng)濟增長階段，工業(yè)規(guī)模急劇擴大，需要勞動力大量增加，為大量剩余農業(yè)勞動力向城市轉移提供良好機遇。當經(jīng)經(jīng)濟增長方式由粗放型向集約型轉變之前，社會上大部分農村人口已經(jīng)進入城市，大部分勞動力已經(jīng)在工業(yè)中就業(yè)。此后，國民經(jīng)濟發(fā)展的基礎，主要不再依靠絕對規(guī)模的擴大，而是依靠效率或效益的提高。但是，與世界上那些已經(jīng)實現(xiàn)工業(yè)化的國家不同，我國實行的是趕超型的工業(yè)化發(fā)展戰(zhàn)略，即不是發(fā)揮勞動力資源充裕的優(yōu)勢，反而選擇資本密集型的重工業(yè)化為發(fā)展重點。20世紀50年代至80年代這一典型的粗放型經(jīng)濟增長方式和外延型工業(yè)化階段中，剩余農業(yè)勞動力向工業(yè)轉移，是與工業(yè)中技術、資本和對勞動力排擠同時發(fā)生的，農業(yè)剩余勞動力轉移遇到很大的障礙。

20世紀90年代中后期，我國經(jīng)濟成功實現(xiàn)“軟著陸”以來，宏觀經(jīng)濟運行發(fā)生很大的變化，經(jīng)濟增長速度趨向回落。這固然和改革進程的深化以及世界經(jīng)濟增長放慢有很大的關系，但就國內因素而言，經(jīng)濟增長方式轉變滯后和經(jīng)濟結構不合理，也是很重要的原因。這就要求我們必須把國民經(jīng)濟增長建立在經(jīng)濟增長方式轉變和經(jīng)濟結構調整的基礎上。但是，與我國經(jīng)濟轉型相聯(lián)系，或由我國經(jīng)濟轉型派生出來的，則是就業(yè)問題的尖銳性，以及為解決就業(yè)問題所必須應對的就業(yè)模式的轉變。計劃經(jīng)濟從某種意義上說是一種“短缺經(jīng)濟”。當我國從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉變過程中，必定要經(jīng)歷一個長期被壓抑的需要迅猛釋放的階段。但是，伴隨著計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉變，賣方市場向買方市場轉變，市場結構也隨之由以往的供給主導型轉變?yōu)樾枨笾鲗?。在激烈的市場競爭中，長期在計劃經(jīng)濟體制下運行的國有企業(yè)，由于產品結構不合理，加上經(jīng)營機制轉換滯后，大量產品積壓，生產能力嚴重閑置，致使相當一部分國有企業(yè)職工下崗。伴隨著市場競爭力度的加大，這種結構性矛盾必將進一步加劇，進而由工業(yè)制造業(yè)本身結構調整所形成的結構性失業(yè)壓力，將會越來越大。市場取向改革的深化，使以往傳統(tǒng)體制下，以低效率為代價的大量隱蔽性失業(yè)顯性化，即轉化為公開性失業(yè)。從提高經(jīng)濟運行效率，適應市場競爭要求的角度，這種變化是積極的、必要的、進步的，從緩解由此帶來的公開失業(yè)壓力的角度，這又是改革所必須付出的機會成本。根據(jù)最新統(tǒng)計，目前我國到各地城市打工的農民約有8800萬人，而城市勞動力市場總體上是供大于求，不少城市下崗失業(yè)人數(shù)越來越多，不得不采取本地市民就業(yè)優(yōu)先的原則，并采取各種強制性手段限制外來農民工就業(yè)?，F(xiàn)在全國不少城市在招工程序、招工比例、務工的領域、行業(yè)工種等方面，采取各種行政、法律手段予以限制。從嚴格意義上說，作為我國產業(yè)工人的重要部分（目前全國城市約有8800萬農民工）、我國城市發(fā)展的重要力量，農民工實際上是屬于城市邊緣群體。從行政管理上講，他們被看作沒有獲得城市戶口的農民；從政治上講，他們不被承認為工人；從經(jīng)濟上講，他們沒有城市起碼的勞動福利保障。這種產業(yè)工人隊伍隱性化，是不利于國家穩(wěn)定的。應當認識到，盡管農民工在勞動力市場上受到歧視性待遇和不公平待遇，但他們具有較強的競爭力，其實際失業(yè)率遠遠低于城市實際失業(yè)率，他們已成為全國各省區(qū)城鎮(zhèn)人口的重要組成部分，只是沒有被確認為城市的正式戶口，也沒有得到基本公共服務，但其生產與生活方式和城鎮(zhèn)勞動力大體相同。為了促進我國結構變革、城市化進程，政府應當制定公平的民工就業(yè)政策，保證農民工的勞動權益、勞動安全和享受與當?shù)爻鞘芯用裣嗟鹊幕竟卜?。為此必須改革現(xiàn)行的戶籍制度，實行常住人口申報制和登記制，只要具有勞動崗位（正規(guī)就業(yè)或靈活就業(yè)）、合法收入和居住地就可以視為當?shù)刈匀丝?，并有獲得公共服務的選擇權和公共事務參與權。目前進城農民工的真正后顧之憂是社會保障制度。由于農民工沒有享受到城市的各種保障制度，農民工一旦成為城里人，其原來擁有的土地如何處理，是今后制定農民工政策的一個難點。對此，胡鞍鋼教授曾經(jīng)提出“給戶口置換土地”的設想。即如果農民工愿意選擇留在城市工作和生活，那么，就應該給其城鎮(zhèn)戶口，讓其享受與城里人同等的權益。即應該根據(jù)《勞動法》給其各種社會保障權力，包括失業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療等各項保障都應該擁有。與此同時，由于居住地點的改變，農民工就會自動放棄其原來所擁有的土地。但是，受國家財力的限制，已有城市人口的社會保障遠未到位，又要解決近億個進城農民工的社會保障問題，在實踐操作中仍有許多待解決的難題。

【參考文獻】

①《了望》周刊記者：《中國城市化提速》，了望周刊，2002年(29)。