中国农业产出缺口测算及其价格效应研究——基于劳动力有限供给视角，本文主要内容关键词为：缺口论文,劳动力论文,中国农业论文,视角论文,效应论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
[本刊网址·在线杂志]http://www.journals.zju.edu.cn/soc [在线优先出版日期]2015-02-28 农业是我国民族的根基，发挥着粮食生产和向现代工业部门输送劳动力、原料以及提供非农产品市场的重要作用。新中国成立初期，由于工业资本积累基础薄弱，我国依靠实施工农业“剪刀差”和税收等形式把大量农业资源转移到工业领域，建立了独立完整的工业体系。改革开放后，二元经济结构下商品经济以及对外贸易的蓬勃发展推动了农村剩余劳动力向城市资本部门转移，劳动力成本优势产业的兴起加速了工业化和城镇化，同时也深刻改变了农业生产的方方面面。农副产品的产量、价格以及农民收入的变化是经济波动的内在推进器，农业基础脆弱会引起工业不稳并最终影响宏观经济的运行。因此，对农业产出和价格的关注是稳定经济增长和治理通货膨胀的关键所在。 按照我国现行的统计制度，以2001年为基期的消费者价格指数(CPI)分类权重中，食品类约占1/3①，而农业是食品的最主要来源，粮食及其他农副产品的价格波动直接影响总体物价走势。国家统计局公告显示，2012年全年物价上涨因素中，食品类价格的贡献率有8个月超过50%②，因此，稳定物价不可忽略对农副产品价格的管理和调控。从农副产品价格形成机制看，短期内国际市场低价粮食的进口可能对国内价格起到一定的稳定作用，但同时也会加剧国内农副产品市场受国际价格波动影响的风险。短期波动的背后应该看到，决定农副产品价格的长期因素仍然是供求关系。城乡二元经济中，劳动力的转移加剧了农副产品消费需求和供给的矛盾，农业生产投入要素的不均衡造成了农业实际产出对潜在产出的偏离，农业劳动力成本、生产资料价格的上升传递至农副产品批发价格，并最终体现为市场价格的上扬。因此，从理论机理上看，农业产出的偏离和变动存在着价格效应。 实际产出对潜在产出的偏离可以用产出缺口来衡量。相对于实际产出，潜在产出是社会经济资源充分利用情况下的最大可持续产出，反映了经济供给面的总体情况[1]。宏观潜在产出的估计也是判断经济体增长潜力的重要指标，而产出缺口与通货膨胀率的动态相关性即价格效应，对于经济增长和稳定价格的政策协调具有难以替代的参考价值。从形成机理看，产出缺口之所以会造成价格压力，是因为它会转化为要素需求缺口，进而产生要素价格压力，最终通过加成定价机制传递到产品市场价格上。处于转型时期的中国正在逐步丧失“人口红利”，劳动力与资本一样逐渐成为稀缺投入要素，潜在产出正在从资本制约转向资本与劳动的双重制约，治理通胀的难度增大[2]。蔡昉根据世界银行公布的“世界发展指数”(World Development Indicators)研究发现，我国在1970-2010年间，劳动年龄人口增长率高于总人口增长率，而此后则呈现相反趋势，这意味着人口年龄结构不再朝着生产性方向发展，预示着我国已经基本进入“刘易斯拐点”③[3]。农业生产劳动力流失造成的部分地区土地荒置以及农业资本的错配，成为农业产出波动的内在动因。当前，学术界对产出缺口价格效应的研究局限于宏观层面，研究工具主要是结合奥肯定理的“缺口-通胀”型Philips曲线，也有学者将预期和外生冲击纳入分析框架之内[2，4]，尚未有文献涉及基于经济部门划分的产出缺口价格效应。宏观经济是一个系统的整体，对经济部门间要素流动以及价格形成机制的考察对于治理通胀是十分有益的，而传统“缺口-通胀”分析工具在此问题上存在局限性，我们需要寻找新的理论工具来阐释。对农业而言，其产出缺口和价格之间存在怎样的联系？农业产出缺口会影响工业的产出水平吗？农业产出缺口对CPI的影响有着怎样的内在逻辑？基于以上思考，本文从细分经济部门的层面考察产出缺口的价格效应，或许能为治理通货膨胀打开新的思路。 二、农业产出缺口价格效应理论分析 (一)两部门生产函数 Feder运用两部门模型分析出口部门对非出口部门的溢出效应[5]。借鉴Feder的思想，本文构建工农业两部门生产函数来刻画农业与工业的联系。除资本和劳动力外，引入土地变量作为投入要素：
令农业对工业部门的产出弹性为：
其中α、β、γ分别为工业部门的资本弹性、劳动弹性、土地投入弹性。以上得到的(9)式实际上就是古典增长核算方程，被解释变量为实际经济增长率，该形式为产出缺口研究提供了全新视角。以下探讨用增长核算方程推导农业产出缺口与总量产出缺口的作用关系。 令
为潜在增长率，则总量产出增长率缺口为：
其中
表示农业产出增长率缺口，k表示资本缺口，l表示劳动缺口，r表示土地缺口。对于(10)式，我们做如下解读：总量产出缺口是农业产出缺口、总资本缺口、总劳动缺口、总土地投入缺口、农业产出规模比例与农业增长率的乘积效应缺口的函数。 (二)价格效应 上文利用两部门模型论证了农业产出增长率缺口、农业产出规模比例以及资本、劳动和土地投入要素增长率缺口与总量产出增长率缺口之间的内在联系，但尚未引入价格因素，因而无法刻画农业产出缺口的价格效应。丁守海基于劳动力有限供给的假设，推导出总量产出缺口对价格变化率的边际影响[2]。本文认为其思路符合当前我国人口红利下降的经济特征，故以此为基础引入(10)式中的乘积效应，作为进一步推导的工具。 假设社会总生产函数的形式为：
其中α、β、γ分别表示资本、劳动和土地的投入要素份额，A为全要素生产率，Z是包含农业产出间接效应的因子(用以刻画基于工农业内在供给机制的间接影响效应)，在本文的分析框架中只有工农业两部门，由于两者均需土地要素的投入，因此在总生产函数中加入土地变量R。如果不考虑技术效率与潜在水平的偏差，参考Gordon对产出缺口的定义[4]，令产出缺口为：
令产出缺口y与价格变化率π，资本缺口k和资本价格变化率p，劳动缺口l和工资变化率w分别存在(14)式中的关系。由于土地价格不具有市场特征，其调整速度远远低于资本价格变化率和工资变化率，因此短期内视土地价格为外生给定。
比例系数
＞0，θ＞0，ρ＞0，表明随着产出缺口的增大，价格上涨率也增加。令工资为W，资本品价格为
，劳动与资本的比价为υ=W/
。资本和劳动两种要素的投入量取决于实际产出Y和劳动与资本比价υ，生产均衡条件下两种要素单位货币投入的边际产出相等，得到要素投入量关系为
，两边同除以
。由于在我国农村土地资源归集体所有，工业用地定价主要由政府主导，不具有市场特征，且土地投入为一次性沉没成本，因此，短期内视为土地供给总量缺口给定，将资本和劳动量带入(12)式，可以得到：
假设在完全竞争市场中企业只能获得正常利润，平均加成定价比率为n。对单位产品的资本品及劳动投入量分别为k和l，则单位成本C=
+lW。根据厂商的加成定价法，定价方程为：
两式相除得到π=(
+lW)/(1+n)，令单位成本中资本和劳动的支出比例为s=
/lW，得到π=(sp+w)/(1+s)，结合两要素缺口的表达式得到如下工农业两部门经济系统中产出缺口的价格效应的完整表达式。
用(19)式分别对Y和
求偏导，可得到农业产出缺口和总产出缺口对价格变化率的边际影响：
我们对(22)式做如下解读：农业产出缺口对通胀的边际效应为总量产出缺口边际影响与基于工农业内在供给机制的边际影响效应乘积。基于以上理论模型推导提出假设1： 假设1：农业产出缺口对物价上涨存在间接效应，即通过引致工业产出缺口来增加总量产出缺口，从而成为通货膨胀引致因素。 结合引言中的理论分析，农业产出缺口会通过要素价格以及价格加成机制推动农副产品价格上涨，进而引发通货膨胀，因此提出假设2： 假设2：农业产出缺口对物价上涨存在直接效应，即产生农副产品价格上涨压力，从而成为通货膨胀引致因素。 具体的影响机制如图1所示：
图1 农业产出缺口对价格的作用机制 本文第三部分将对工农业产出缺口进行测算，第四部分将通过实证检验农业产出缺口的直接价格效应和间接价格效应，鉴于直接价格效应分析的篇幅较大，按照先假设2、后假设1的顺序展开。 三、工农业产出缺口测算 产出缺口测算方法主要有总量趋势分解法、生产函数法和DSGE动态随机一般均衡法[6]。总量趋势法最常用，其基本思路是将实际产出分解为以线性趋势表示的潜在产出和围绕趋势波动的产出缺口，运用单变量随机方法即可识别产出变化的长期趋势和波动项。而生产函数法的思想源于Solow的新古典经济增长模型[7]，利用现实数据估算出生产函数并测算全要素生产率(TFP)，再根据趋势分解估算潜在TFP并代回生产函数计算潜在产出。该方法充分体现了潜在产出的供给面特征，然而在我国由于受到资本和劳动力数据限制，测算结果不具有可靠性。DSGE法的思想在于工资和价格粘性导致的经济无效率与价格具有完全弹性所能达到的产出之差。该方法综合考虑了新古典主义传统和价格粘性思想，但理论尚未成熟，估计结果与传统方法有出入[8]。本文采用总量趋势法中常用的HP滤波[9]、BK滤波和CF滤波来测算农业潜在产出，农业产出数据使用国家统计局公布的第一产业增加值2002-2013年季度数据。HP滤波时，季度数据下通常选择惩罚因子λ=1600，另外选择λ=40.96作比对。三种方法测算的四组结果汇报在图2中
；BK滤波选择滞后阶数为3；CF滤波选择1阶随机游走，滞后阶数为1)。
图2 三种滤波法测度的农业产出缺口 从图2可以看到，三种方法得到的四个序列走势基本一致，其中BK滤波和HP滤波(
=1600)得到的产出缺口数据几乎完全重合，表明四种测算方法基本可靠。测算工业产出缺口时，工业产值使用工业增加值季度数据。表1汇报了用HP滤波法(
=1 600)测算得到的农业产出缺口和工业产出缺口。
四、农业产出缺口价格效应实证分析 (一)农业产出缺口直接价格效应 1.基准模型和变量设置 宏观产出缺口和价格的关系通常用“缺口-预期通胀”型Philips曲线来刻画，通货膨胀率为产出缺口、通货膨胀预期、供给冲击等变量的函数，这一函数是运用奥肯定律、合同工资理论、预期理论对传统“通胀-失业”型Philips曲线的扩展。本文继承Philips曲线的思想，参考Gordon的三角模型[4]来检验农业产出缺口的价格效应，模型构建考虑三方面因素：需求、外生冲击、价格变化的时间滞后。 基于以上分析，我们构建基准模型：
下标t代表时间参量，本文使用2002-2013年季度数据，是基于如下考虑：一是考虑数据可得性，我国农业增加值没有月度数据，因此难以测算月度产出缺口；二是考虑到产出缺口对价格的调整通常经历大于一个季度时长才能体现，因此引入产出缺口滞后项。被解释变量π为产品价格变化率。
表示引入的i阶滞后指标，以控制价格指数惯性影响。解释变量
为产出缺口。考虑到解释变量中有货币供给和国际价格，农业增加值数据依然使用名义量。解释变量
为控制变量，控制变量的选择要考虑农副产品价格的形成机制，引入产出缺口之外的重要因素。 随着我国工业化、城镇化和国际化程度的加深，农副产品价格形成机理也发生了变化。总体而言，我国农副产品价格主要有三方面影响因素：(1)农业生产成本和农副产品需求结构的变化。近年来我国农业物质成本和劳动力成本都有较大幅度上升，农副产品加工业的发展和生物质能源的开发使农副产品中间需求迅速扩大，推动农副产品价格上涨。(2)农副产品流通主体和市场结构的变化。加入WTO以来，我国农副产品市场出现多元化流通主体，与国际市场联系日益紧密，国际价格对国内农副产品市场的价格传导更加直接，影响程度进一步加深。(3)农业生产方式和产业组织结构的变化。当前我国农业经营“小农户”与“大市场”的矛盾容易导致农副产品价格波动。农副产品加工业发展总体能力不强，企业间的分工协作不足和无序竞争现象严重，容易导致原料价格和农副产品价格大幅波动。从以上分析中提炼出影响农副产品价格的关键变量，为了避免变量间相关引起共线性以及遗漏变量造成内生性，本文将在模型设置中做相关技术处理，使模型尽可能地刻画现实经济特征。 2.变量定义和数据处理 为了识别对农副产品价格具有显著影响的内部因素和外生冲击，本文构建以下模型：
模型中根据两个原则确定农副产品价格滞后阶数：一是农副产品价格的自相关系数；二是尽可能不损耗模型自由度。本文选择农副产品价格自相关滞后阶数为4，同时引入价格滞后指标也能较显著地剔除系统性遗漏变量导致的模型误设。变量设置和统计值如表2所示。
为国内食品价格变量，使用国家统计局④食品类居民消费价格指数月度数据，原始数据为同比数据(上年同期=100)，本文根据2001年各月度环比数据，以及2002-2013年月度同比数据，换算成以2001年第一季度为基期的定基比数据。O_gap为农业产出缺口变量，由第一产业增加值数据经过季节调整再滤波得到，数据来源于国家统计局。
为广义货币供给，来源于中国人民银行网站⑤，原始数据为月度数据，本文使用季末月份的存量作为当季的货币供应量。A_value为工业增加值变量，本文使用人均工业增加值(以消除人口规模影响)刻画经济体繁荣程度，2010年及之前的数据来源于中经网数据库⑥，由月度数据合并成季度数据，其中部分月份数据缺失(如2007年1月)，则由上年同期数和本期同比增长率计算得到，2010年之后的数据来源于国家统计局。Conf为消费者信心指数，综合量化反映消费者对经济前景、收入水平、收入预期的主观感受，数据来源于Wind数据库⑦。Pop为人口规模指标，Disa为农业成灾面积，Ago_pro为农副产品加工企业总资产，以上三个变量数据均来源于各年份《中国统计年鉴》。
为国际粮食价格变量，数据来源于世界银行数据库“FOOD PRICE INDEX”条目⑧。Cru_oil为国际原油价格变量，采用Brent(北海布伦特)、WIT(西德克萨斯)和迪拜三地原油价格的平均值。 为消除异方差，对各解释变量数据均进行对数化处理。以上选取的解释变量在理论上是显著的，但仍存在遗漏变量造成模型内生性的可能，因此本文引入被解释变量的滞后项，以减弱内生性的影响。为了避免伪回归，对数化处理后的各变量还要经过平稳性检验。ADF检验结果如表3所示：
3.实证结果分析 本文从模型(1)—(4)分别选取了不同的变量组合，对比4组回归结果(表4)，可以看出当期农副产品价格和上一期以及历史第四期显著相关，说明上一期价格影响市场的价格预期，从而影响当期价格。当期价格
受到上年同期价格
(-4)的显著影响，说明农副产品价格波动存在明显的周期性，周期长度为1年。从其他变量的参数估计看，广义货币供给显著影响农副产品价格，流动性是价格上涨的推动力量。刻画经济规模的人均GDP与人均工业增加值影响不显著。另外，近十年农业成灾面积较为稳定且近两年有下降趋势，带来的损失有限，影响不显著。农副产品加工业规模相对于农业总产出的规模比例甚小，它对农副产品的需求尚未对市场供求关系产生显著影响。消费者信心指数由样本调查得到，有一定的参考价值，但主观随机性太强。从以上分析看，影响国内农副产品价格的主要因素是货币供应量(内部因素)和国际农产品价格(外生冲击)。
在下文分析中，我们参照惯例，在“缺口-价格”方程(1)中引入外生冲击——国际农产品价格。因为引入了产出缺口的滞后期，所以我们剔除了内部因素(M[，2])的影响。将由不同滤波法得到的产出缺口代入方程(1)进行检验，回归结果如表5所示。
从模型的检验结果来看，4组数据结果都证明了农业产出缺口对农副产品价格的影响显著，且符号与预期相同，即负产出缺口会产生农副产品价格上涨压力。从第一组(
=40.96)结果来看，当期负产出缺口上升1个百分点，会引起下一期农副产品价格上升0.251个百分点，同时引起往后第二期农副产品价格上升0.220个百分点；受国外农副产品价格冲击，其变动弹性为0.106。取
=1600时，当期负产出缺口上升1个百分点，引起往后第二期农副产品价格上升0.167个百分点。在BK滤波法下，当期负产出缺口上升1个百分点，会引起当期农副产品价格上升0.361个百分点，往后一期农副产品价格上升0.620个百分点，往后第二期价格上升0.424个百分点，往后第三期价格上升0.482个百分点；国内价格受国际价格冲击弹性为0.070。在CF滤波法下，当期负产出缺口上升1个百分点，会引起当期农副产品价格上升1.667个百分点，往后一期农副产品价格上升2.923个百分点，往后第二期价格上升2.833个百分点，往后第三期价格上升1.877个百分点；国内价格受国际价格冲击弹性为0.099。从统计角度来看，参数大小并不能代表变量作用强度，因而我们无须判断哪种滤波法对现实中产出缺口价格效应的预测能力更强，但可以确信的是，负农业产出缺口确实对农副产品价格产生了推动作用，并且这种影响存在1-3期的滞后。从外部冲击看，国际价格影响的冲击弹性在[0.070，0.106]区间内，结果较为稳健。 4.稳健性检验 为检验回归结果的稳健性，同时考虑到2002-2013年期间的数据完整性，本文运用18个省份分地区的面板数据进一步验证。价格使用省会城市的食品价格指数月度同比数据，转化为定基比数据，选取每期季末值组成季度定基比数据。由于分地区第一产业增加值季度数据不可得，广义农业产出使用各省农林渔牧总产值季度数据代替。考虑到沿海地区省份和中西部省份受国际粮食价格冲击的影响可能不同，本文将18个省份分为东、中、西部三个地区：东部地区省份样本包括河北、山东、江苏、浙江、吉林、广东；中部地区省份样本包括河南、湖北、湖南、安徽、江西、陕西；西部地区省份包括四川、云南、重庆、贵州、广西、新疆。第四个样本为12个农业大省(一般指农业产值占本省GDP 50%以上)，包括浙江、河北、河南、黑龙江、湖北、湖南、吉林、江苏、江西、山东、四川、安徽。面板回归之前要检验其个体与解释变量间是否相关，因此先做Hausman检验(限于篇幅，不汇报检验结果)，结果显示模型存在强的固定效应。 从省际面板数据回归结果(表6)看，当期农业产出缺口的价格效应通常在第三期和第四期表现出来，符号与预期相同，即负产出缺口会产生农副产品价格上涨压力。从东部六省结果看，负产出缺口上升1个百分点，会引起往后第四期农副产品价格上升0.122个百分点；国内价格受国际价格冲击弹性为0.034。中部六省的结果显示，当期负产出缺口上升1个百分点，往后第三期农副产品价格上升0.092个百分点，往后第四期价格上升0.147个百分点；国内价格受国际价格冲击弹性为0.025。西部样本的结果显示，当期负产出缺口上升1个百分点，往后第四期农副产品价格上升0.041个百分点；国内价格受国际价格冲击弹性为0.045。12个农业大省样本显示，当期负产出缺口上升1个百分点，往后第三期农副产品价格上升0.041个百分点，往后第四期价格上升0.103个百分点；国内价格受国际价格冲击弹性为0.033。分地区样本回归结果显示，农业产出缺口对农副产品价格的作用通常在滞后第3-4期显示出来，这与前文全样本总量回归的结果(1-3期滞后)有一定出入，可能是因为省际产出缺口对价格的作用易受到跨省农产品调配流动的缓冲，因此，价格效应需要更长的时间来显现。从国际价格的冲击效应来看，分地区样本的冲击弹性在[0.025，0.045]区间内，较之全样本总量回归结果[0.070，0.106]数值要小。
(二)农业产出缺口间接价格效应 图3给出了HP滤波法(
=1600)得到的工农业产出缺口，可以看出农业产出缺口和工业产出缺口序列存在很强的相关性。从理论上看，农业部门为工业部门提供粮食、劳动力、原材料以及非农产品市场，必然与工业部门有很强的内在联系。在刘易斯拐点下，劳动力供给条件从无限供给转化为有限供给，一方面，人口高峰期过后劳动力数量明显减少，劳动力成本上升，对劳动密集型企业产生很大冲击；另一方面，全球价值链竞争下企业技术升级对劳动力产生更高要求，劳动力质量需求的提升造成结构性失业，工业部门出现了“用工荒”，资本和劳动投入失衡，引起工业部门的产出波动。
图3 农业产出缺口和工业产出缺口 图3给出的是直观走势图，从统计上检验农业产出缺口和工业产出缺口的协整关系是十分必要的。协整检验通常有两种方法：一是Johansen检验，即在VAR模型基础上确定滞后阶数，适用于多变量情形；二是基于回归残差的EG两步法协整检验，适合两个变量的情形。本文采用EG方法，在协整检验之前先通过ADF单位根检验，发现农业产出缺口和工业产出缺口均为0阶单整平稳时间序列，然后将两者做回归得到残差序列，进一步检验残差序列的平稳性，汇报的ADF值为-4.487，小于1%置信水平下的t临界值-3.578，残差序列平稳，说明工农业产出缺口的时间序列具有协整关系，长期内两者存在稳定的均衡趋势。 根据Granger表述定理[10]，如果两个时间序列协整，则它们之间的短期非均衡关系总能用一个误差修正模型(ECM)表述。对于两者短期内的波动特性，用误差修正模型检验：
(25)式中
用工业产出缺口代入，
用农业产出缺口代入，
为简单回归残差的滞后项，ECM估计得到的长期弹性
为0.427，误差调整项回归结果p值为0.0175，在5%的置信水平下结果显著。短期弹性
为0.204，p值为0.225，未通过10%显著性水平的检验，说明农业产出缺口对工业产出缺口的短期影响不显著，这表明农业产出缺口的间接价格效应也存在着时滞，短期内农业产出缺口对工业产出缺口的作用只有在一定时间跨度的时期内才能体现出来。基于以上分析得出如下结论：农业产出缺口和工业产出缺口的变动几乎是同步的，两者在长期内存在稳定的均衡关系，两者加总构成总量产出缺口，从而产生通货膨胀压力。 五、结论和启示 本文运用HP滤波、BK滤波和CF滤波法测算了我国2002-2013年季度农业产出缺口，回归分析识别出影响农副产品价格的因素主要是货币流动性因素和国际农产品价格的外生冲击。“缺口-价格”模型检验发现，负向农业产出缺口对农副产品价格具有直接正效应，且这种影响存在1—3期的滞后。省际面板数据验证了直接价格效应的存在，但影响作用的滞后期为3—4期。工农业产出缺口存在长期稳定均衡关系，短期农业产出缺口对工业产出缺口的影响弹性不显著。工农业产出缺口构成总产出缺口，产生通货膨胀压力，即农业产出缺口对通货膨胀存在间接价格效应。 本文的研究结论可以引申出以下几点含义： 第一，劳动力有限供给下，传统劳动密集型农业已经无法满足现代社会发展的需要，保持农业稳定增长必须加快从传统农业向现代农业转变的步伐，构建以“生产机械化、组织产业化、加工标准化”为特征的现代农业体系，通过集约化生产提高土地使用效率。 第二，农业产出的偏离“损失”造成农副产品生产价格上涨压力，通过市场流通渠道传递至市场价格。因此，需要健全农副产品市场体系，发展农副产品现代流通方式，减免运销环节收费，加快形成流通成本低、运行效率高的农副产品营销网络。 第三，农业部门是工业部门的基础，农业产出波动会造成工业部门产出的不稳定。因此，必须协调工农业生产，加大工业反哺农业的力度。从科技、设备、资本等领域着手，培育高度资本化的现代农业，形成工农业良性互动发展模式。 第四，国际农产品价格上涨会对国内价格造成冲击，从而影响我国粮食安全和物价稳定。因此，需要巩固强化农业的基础地位，真正将农业视为衣食之源、生存之本，从资金、科技、流通体系等方面保障农业生产供给。 ①参见《2009年一季度经济述评：物价调控应标本兼治》，2009年6月2日，http://www.stats.gov.cn/ztjc/ztfx/zgxxbjjps/200906/t20090602_53492.html，2015年2月2日。2000年以前食品类包括粮食、淀粉及薯类、干豆类及豆制品、油脂类、水产品、烟酒等17个子类，2001年以后剔除烟酒，详见http://data.stats.gov.cn/workspace/index?m=hgyd，2015年2月2日。 ②笔者根据国家统计局每月公布的CPI涨幅、食品类涨幅以及食品类权重测算得到。参见《12月份食品价格上涨影响CPI涨幅扩大》，2013年1月11日，http://www.stats.gov.cn/tjsjsjjd/201301/t20130111_74313.html，2015年2月2日。 ③刘易斯认为，在二元经济发展的第二阶段，劳动力成为稀缺要素。随着现代经济对劳动力需求的增加，实际工资开始上升，农业部门必须按照劳动边际生产力支付工资，与现代部门竞争获得所需劳动力。参见W.A.Lewis，"Economic Development with Unlimited Supplies of Labor," The Manchester School,Vol.22,No.2(1954),pp.139-191。 ④网址为http://data.stats.gov.cn/workspace/index?m=hgyd，2015年2月2日，其余国家统计局的数据出处同此。 ⑤网址为http://www.pbc.gov.cn/publish/diaochatongjisi/126/index.html，2015年2月2日。 ⑥网址为http://db.cei.gov.cn/page/Login.aspx，2015年2月2日。 ⑦网址为http://www.wind.com.cn/product/Wind.DataFeed.html，2015年2月2日。 ⑧网址为http://datacatalog.worldbank.org.cn/，2015年2月2日。
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