劳动力转移过程中的高储蓄、高投资和中国经济增长，本文主要内容关键词为：过程中论文,劳动力转移论文,中国经济增长论文，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。
一、引言：转型经济的高储蓄和高投资之谜
处于转型过程中的中国宏观经济运行呈现出诸多令人困惑的现象，这些现象鲜见于成熟市场经济国家中，也难以简单地用主流经济学理论予以解释。其中，最具代表性的现象就是高储蓄率和高投资率的长期持续。从图1可以看到，自1979年改革开放以来，我国储蓄率和资本形成率就一直维持在32％以上的高水平，并且在波动中呈不断上升之势。
图1 1979—2003年中国的储蓄率和资本形成率
在新古典经济增长理论的框架中，短期的高储蓄率和高投资率是容易解释的：对于远离稳态的经济而言，由于资本回报率较高，这两个比率自然就会较高。但是，对于储蓄率和投资率长期居高甚至不断上升的现象，新古典增长理论的解释力就有限了。因为，在对居民行为和生产函数做了合理的假设后，这两个比率是应随人均GDP的增长而逐渐下降的。于是，很多经济学家就对中国的经济增长方式及其可持续性发生了怀疑（例如张军（2002））。他们认为，与高速经济增长相伴的高储蓄率和高投资率说明，中国的经济增长，尤其是上个世纪90年代后期的增长主要是投资过度扩张的结果，而这种状况是不可持续的。其关键理由有二：第一，中国的资本产出比在不断上升，这说明每单位资本形成导致的产出增加在下降，即投资的边际效率在递减；第二，进一步看，在一定的假设（主要是规模报酬不变的C-D生产函数）下，根据某些方法测算的全要素生产率（TFP）在下降。就是说，中国经济本应该进入却没有进入一个收敛路径。
实际上，中国经济增长表现出的这些特征并非绝无仅有，上个世纪70—90年代东亚的新兴经济体的增长也曾显示出大致相同的特征。而扬（Young，1994）早就对这种增长模式提出了质疑。扬在计算了东亚经济的TFP之后指出：“（东亚经济资本产出比的）上升并不是世界经济的典型特征，因为在其他经济里，投资与GDP之比是不变或下降的，只有表现非凡的亚洲地区是个例外。”据此，扬认为东亚依靠资本投资的外延式增长将会停顿。对于扬计算TFP的方法和其中隐含的前提假设，理论界存在着不同的看法（参见郑玉歆（1996）的总结）。这里仅须指出这样一点：无论是TFP，还是资本产出比，其计算乃至含义都依赖于对总量生产函数乃至经济增长模式的识别。例如，如果总量生产函数为AK形式：y=Ak，即经济处于内生增长的状态，假设技术进步A不变化，则产出增长率和资本存量增长率均保持不变且完全相同。此时，按照TFP的一般计算公式可得：g[，A]=g[，y]-g[，k]=0。但是，众所周知，内生增长却是完全可持续的。所以，其他经济学家认为，扬的计算忽略了东亚经济增长中的“干中学”。而干中学是典型的AK增长模式之一。
勿庸置疑，中国也存在着“干中学”式的增长——以工业化、城市化和市场化为主要特征的经济转型。在经济转型过程中，不仅新兴部门会因增量资源配置向其倾斜而获得快速增长，而且传统部门在同新兴部门的竞争中逐渐衰落，从而存量资源配置效率进一步提高。然而，即使经济转型引发了资源配置效率乃至经济增长速度的提高，我们依然无法解释资本产出比的上升。要知道，在一般的内生AK增长中，资本产出比k/y是恒定的。还有，中国储蓄率和资本形成率在波动中上升的趋势也须解释，因为在内生增长的经济中，储蓄率和资本形成率为常数k/g[，k]/A。（注：当然，这两个问题都可以用技术进步A的变化来回答，但这样的解释似乎过于一般。而且，采用这样的解释又将使我们陷入技术进步是否发生乃至TFP是否提高的不解之争中。）
事实上，无论是新古典理论还是内生增长模型，一般都忽略了经济中总人口的结构性变化及其重大影响。这种结构性变化主要包括两方面：第一，人口年龄结构变化导致的总人口参与率变化；第二，既定总人口参与率下劳动人口在传统部门和新兴部门就业比例的变化。
就第一个方面而言，它对经济增长的影响同人口学中经常论及的“人口红利”（注：人口年龄结构的变化使得适龄劳动人口占总人口的比例上升；如果增加的适龄劳动人口能够同时获得就业机会的话，那么，总人口参与率也将上升；其最终结果就是人均产出增加、储蓄率和投资率上升。这种由人口年龄结构变化产生的增长率应被称作“人口红利”。）相关。如Bloom and Williamson（1997）所指出的，“人口红利”是东亚奇迹之所以发生的基础性条件。但是，仅从人口角度也解释不了许多经济现象，例如，劳动人口的人均工资将随着总人口参与率的上升而下降，人均产出的增长率也未必会增加（注：假设生产函数为C-D形式：Y=K[α]（βL）[1-α]，其中0＜β≤1，为总人口参与率，则劳动人口人均工资为ω[，i]=
Y/βL=（1-α）（K/L）[α]/β[α]，通过对参与率进行一阶求导知，人均工资随参与率上升而下降。人均产出增长率g[，y]=g[，Y/βL]+g[，β]的两个构成部分中，前者是收敛的，因而会抵消后者的上升。）——这同经济转型过程中人均工资和收入的提高是矛盾的。特别地，当人口年龄结构变化发生逆转，包括储蓄率、人均产出等经济指标将迅速收敛到起始的水平。蔡昉、王德文（1999）曾经预测，随着人口老龄化，中国的储蓄率在2020年左右将下到30％甚至更低。这是否预示着未来中国的经济水平会回到人口红利前的起始点？
就经济总人口结构变化的第二个方面而言，它意味着，即使不考虑总人口参与率的变化，只要存量劳动力能够由传统部门向新兴部门转移，经济也会因劳动力转移后边际产出的提高而发生持续增长。对于转型中的中国而言，这种效应或许与人口年龄结构的变化同样重要：其一，正如人口总量变化未必会对经济产生正面影响一样，要使人口红利随人口年龄结构的变化而发生，关键是看新增劳动力是否能够在经济转型中获得在新兴部门的就业机会；其二，对于农业劳动人口比例过大以至存在大量隐性失业的中国来说，存量劳动力向非农产业的转移应该比仅仅在“边际”意义上发挥效力的人口年龄结构变化具有大得多的影响力。
我们以下的分析将表明，即使不考虑“人口红利”，而只将经济转型过程中失业和隐性失业的劳动力由农业向工业（工业化）、由农村向城市（城市化）、由国有向非国有（市场化）的转移过程作为分析的基点，并且，单个企业的生产函数是典型的、甚至不包含任何技术进步的C-D函数，其结果也将是整个经济在一个较长时期内呈现出可持续的内生式增长。在此过程中，储蓄率、投资率以及资本产出率等指标都同投资的增长、劳动力的转移密切相关。我们的基本结论是：影响中国经济增长的基础性因素之一在于劳动力的转移，这种转移的持续时间和转移后劳动力边际产出的变化，决定了中国经济可持续发展的时间和空间；高储蓄率和高投资率则是这种增长模式的必需和必然。
除了高储蓄率和高投资率以外，中国经济的另外一个现象——与长期经常项目顺差相伴的长期资本项目顺差，即所谓的“双顺差”现象也应该得到重视。这是因为，如果说经常项目顺差主要来源于贸易因素（比较优势、劳动分工）和/或国内需求不足（储蓄大于投资），因而在理论上还可以解释的话，那么，与之相伴的资本项目顺差就难以合理解释了。众所周知，导致我国资本项目顺差的一个主要因素在于国际直接投资的长期净额增加，而经常项目顺差长期相伴则说明这种投资在很大程度上并不是实物意义上的资本流入，而仅仅是金融意义上的投资。换言之，国外投资者在将外资兑换为人民币之后，只是就地推动了国内的劳动力和实物资本的结合——在这里，国外投资者仅仅是获得了一个使用国内生产要素的权利。对于这种并未引起实物资本输入的资本项目顺差现象，应该从金融层面予以解释。对此，李扬（1998）曾经提出了“游资假说”和“金融部门效率损失假说”。在确认这些假说合理性的基础上，本文提出了进一步的理论假说——国内外金融部门间的“效率互补”假说：在吸纳国内储蓄方面具有较高效率的国内金融部门，却在储蓄资源的分配即投资上存在着效率缺陷。此时，需要有一个能够高效率地分配储蓄资源的国外金融部门，以使国内储蓄能够经由它再次投入到国内的劳动力转移过程中去。
二、封闭经济条件下的劳动力转移模型
目前大多数对中国经济增长方式及相关问题的研究，都以传统的新古典增长模型为基础，但这种模型没有考虑经济转型过程中的劳动力转移，本节的分析试图弥补这一缺陷。我们这里的模型假设：劳动力转移会提高劳动的边际产出及其工资报酬。因此，即使最终产品的生产技术没有变化，持续的劳动力转移也将导致经济出现一个内生增长过程。在此过程中，储蓄率、投资率以及资本产出比等指标既不同于新古典模型之预测，也不完全等同于内生的AK模型。
1.理论模型
我们以拉姆齐的新古典增长模型作为分析的起点。由于只考虑既定人口总量下的劳动力转移过程，设模型中人口增长率为0，所有当事人以[0，1]闭集表示。每个人的劳动禀赋l[，i]=1，效用函数为
e[-ρ
t]lnCdt，其中，lnC为瞬时效用函数，ρ为时间偏好率。经济中现存的资本存量K，只有一种生产最终消费品和可积累资本品的方式，这种生产方式对所有经济当事人都一样，即y[，i]=k[，i][α]l[，i][1-α]=k[，i][α]，其中，k[，i]为人均资本存量，y[，i]为人均产出。可以看出，这是一个没有任何技术进步（TFP为0）的C-D生产函数。因此，经济最终将收敛于一个稳态。在稳态中，储蓄率为0，产出、资本存量、资本产出比等指标均无变化。
为了模拟工业化、城市化和市场化导致的劳动力转移过程，我们假设每个劳动力的转移成本为1单位资本品，即在每个时点，经济中每1单位的劳动在花费1单位的资本品之后，（注：匹配1单位劳动的资本可以视为劳动转移的初期投入，如工业化、城市化过程中的基础项目建设，或者，更简单地，如农民为进城打工购买火车票的费用。至于将这种投入设为1单位资本，纯属方便，其他任意的单位经过正规化均有同样结论。）可以转变成一种新型的劳动力
[，j]。[，j]为独立分布的随机变量（i.i.d），在正态分布假设下，其随机特征可用期望值E[，j]≥1和标准差σ完全刻画。[，j]的期望值大于1，意味着新型劳动力的生产率高于未转移的劳动力。这里，我们还假设这种新型的劳动力是不可积累的，即每个时点1单位原有劳动都必须同1单位资本结合，方可保证该劳动的转移。这种假设同转型经济中劳动力的转移过程是一致的，例如，农民进城从事工业或建筑业可以显著提高其劳动效率，但该农民一旦被解雇，则工业或建筑业的技术显然难以被他们运用于农业生产中。（注：如果假设新型劳动力在某种程度上可以积累的要素，例如，城市化使得农民变成持久的城市劳动力，那么，劳动力转移所导致的内生增长阶段将比以下讨论的更为持久。）新型劳动力产生之后，依旧同资本结合生产最终产品。为了表明毫无技术进步的微观生产函数是如何在劳动力转移过程中演变为AK式的总量生产函数，这里假设最终产品的生产函数没有任何变化。考虑到劳动是个人不可剥夺的要素，因此，在劳动力转移过程中，风险是由资本投资者承担的。在风险中性假设下，这部分投资的预期报酬（以R[，1]表示）等于无风险的最终产品投资报酬（以R[，0]表示）。
设每个时点上的“劳动力转移率”为1-γ即有1-γ的当事人同等量资本结合进入了转移过程，那么，转移率同当期资本存量之间具有如下关系（参见殷剑峰（2004）的证明）：
这个条件也可以转变成对等的资本存量条件，即第一个当事人进入转移过程的临界资本存量K[*]小于拉姆齐稳态资本存量K′=[α/ρ][1/（1-α）]。
在（2）式成立的情况下，经济增长将表现为三个阶段，相位图见图1。第一个阶段为资本存量K＜K[*]时，此阶段的总量生产函数即Y=K[α]，其增长路径同拉姆齐模型完全一致，稳态点为图1中的E′，稳态资本存量为K′。
图1 考虑劳动力转移的经济增长相位图
第二个阶段为劳动力转移的过程，即K[*]≤K＜K[，T]时，其中，K[，T]=K[*]+1/（1-α）为劳动力转移过程全部结束时的资本存量。在此阶段，总量生产函数为
经济增长的第三个阶段是在K≥K[，T]时，即劳动力转移完成之后。此时，经济再次进入拉姆齐收敛路径，总量生产函数为
2.劳动力转移过程中的TFP、储蓄率和资本产出比
从以上模型可以看到，只要劳动力的转移过程未完成，即转移率1-γ＜1，经济就将始终以一个不变的增长率持续增长。在此过程中，由于劳动力转移的预期报酬
没有变化，因此产出增长率和资本存量增长率完全相同，按增长率计算的全要素生产率为0。这说明，TFP无法衡量劳动力转移所产生的经济增长效应。另外，根据（1）和（3）可知，人均产出、人均资本存量的增速实际同劳动力的转移速度g[，1-γ]完全相同。在转移过程中，储蓄率、资本形成率以及资本产出比等指标同新古典模型和一般的AK模型均有所不同。首先需要明确的是，由于转移后劳动力质量提高，资本回报率因而高于拉姆齐状态，储蓄率和投资率自然要比原先的高。换句话说，同趋于收敛的经济（例如成熟市场经济）相比，在劳动力转移过程中，高储蓄率和高投资率是非常正常的现象。
现在来看储蓄率和投资率的动态变化。在封闭经济中，储蓄率和投资率完全相等，所以，我们只需考察储蓄率s的变化。由封闭经济条件以及（3）和（4）得：
增加而上升，但将收敛于某个水平。所以，劳动力转移过程中的储蓄率上升也是正常的。
至于储蓄率的波动，在（6）式两边对时间求导可知，储蓄率随时间的动态变化同资本存量随时间的变化即投资水平完全一致：
换句话说，投资率上升，储蓄率上升；反之则反是。由（1）知，资本存量的变化又同转移过程中劳动力参与率的变化一致，我们可以得到一个重要的结论：在劳动力转移过程中，储蓄率的动态变化同劳动力的转移率是一致的。这是因为，劳动力转移的必要条件之一，就是他们必须成为净储蓄者，否则，他们在新的环境中无法生存。这样，劳动力的转移必然意味着总国民储蓄率的提高。另外，在（7）式两边对时间进行求导可知，储蓄率二阶导数的变化同投资K的变化相反，这说明，随投资或转移率变化的储蓄率将收敛于某个水平上。
资本产出比的动态变化同储蓄率是一致的，由转移过程中的生产函数（3）知，资本产出比为
将（8）式对时间求导可以发现，除了缺一个资本增长率之外，它同（7）是一致的。所以，资本产出比必然随投资的增加而上升，即劳动力转移过程中的资本产出比同固定资产投资的变化是一致的，并不能用它来衡量经济增长的绩效。当然，这个比例是收敛的。
显然，本模型能够很好地解释劳动力转移过程中的持续增长，以及TFP、储蓄率、资本产出比等指标的动态变化。不过，它无法预示：劳动力转移过程一旦停滞，经济将发生什么变化。
三、加入金融部门的劳动力转移模型
以上的封闭经济模型描述的是帕雷托最优配置，因为那里没有考虑任何摩擦。这里我们引入一种摩擦——金融部门的风险控制水平。在假设储蓄只能通过金融部门转换为投资的情况下，金融部门的风险控制能力将对资源配置的效率乃至经济增长产生影响。
一般而言，金融部门具有风险中性的特征，它仅根据投资的预期收益来配置储蓄资源，并向存款人支付资产组合的预期收益。但是，由于对劳动力转移进行投资会产生风险，而金融部门的风险控制能力受到外生因素的约束（如体制），这就使得风险中性的金融部门表现出风险规避的投资行为，最终导致劳动力转移率存在一个小于1的门槛值。
由先前分析的环境知，对劳动力转移的投资存在着风险因子σ，因此，在有1-γ个劳动力进入转移过程的情况下，金融部门投资组合中风险投资的比例就是1-γ，资产组合的标准差为σ[，P]=（1-γ）σ。由在险值（Value at Risk）的计算公式知，金融部门的风险控制能力可以简单地表示为在一定的概率水平下使风险资产不超过总储蓄的某个比例θ——该比例可以作为反映金融部门风险管理和承受能力的指标。可以证明：（注：限于篇幅，文中所有证明过程略去，有兴趣者可与作者联系。）此时存在一个由θ决定的劳动力转移门槛值
，当转移率大于此门槛值时，风险投资将等于无风险投资加上一个由门槛值决定的风险升水，即
控制能力越差（θ越大）或者劳动力转移过程中的风险越大（σ越大），则能够转移的劳动力1-γ=越小，经济提前进入收敛路径的时间也就越早。这同普遍观察到的现实是一致的。
四、开放经济条件下的劳动力转移模型
上节的分析表明，国内金融部门的风险控制能力较低会导致劳动力转移过程发生停滞，从而使得经济提前进入收敛状态。理论上说，有两条途径可以克服这种停滞。其一是从根本上改造国内低效率的金融部门，这显然要假以时日；其二则是引入一个在风险管理方面具有较高效率的国外金融部门，这就需要有较大规模的资本跨境流动来实现。由于国内外金融部门之间存在着效率差异，通过资本项目的顺差来引进国外的投资，从而推动国内尚未充分利用的储蓄，便可能产生提高国内资源配置效率的作用。通过这一分析，我们可能对我国持续10余年的经常项目顺差、资本项目顺差、外汇储备增加和经济高速增长同时并存的现象提供一种解释。
现在我们考虑通过经济的对外开放来解决国内金融部门风险控制能力较低的问题。假定存在一个具有较高风险控制能力的国外金融部门，为简单起见，设国外金融部门的风险控制能力极大——其θ=0。在国内、国外两个金融部门的风险控制能力不同的情况下，它们之间的优势互补效应就得以体现。具体来说，国外金融部门以资本输出的方式进入东道国，它们投资于国内的风险项目，从而使劳动力的转移得以继续，其回报即R[，1]。在这里，存在着这样的交易过程：国外金融部门通过国际直接投资获得使用东道国实物生产要素的金融要求权，而东道国中央银行在以本币兑换外币之后，其以外币定值的金融资产（外汇储备）相应增加。设外汇储备的投资收益为R[，A]，我们假设这个收益率是完全无风险的：没有汇率风险，没有国外经济的周期性波动风险。（注：就本文的目的而言，放松这两个假设并不能提供额外的洞见。但是，如果要解释国内和国外经济的周期性互动关系，则需要放松两个假设。并且，还须考虑比较优势、劳动分工等贸易因素。）于是，这里的交易并不需要国际直接投资有与之相对应的进口交易，全部的内容仅仅表现为金融要求权的交换上。这种纯粹金融意义上的交易，从本质上看，便是一个关于风险的交换过程：国内金融部门将高风险的投资收益R[，1]，让渡于国外金融部门，后者则向前者提供一个无风险的收益R[，A]。
设国际直接投资所导致的国内资本形成占国内资本形成总额K的比例是φ，也即国际直接投资的存量为φK，而每个时点的国际直接投资（流量）为φK。相应地，国内金融部门持有的外汇储备存量以及每个时点外汇储备的变化分别为φK和φK。国际直接投资和外汇储备的规模取决于国内金融部门在最终产品投资（比例为（1-φ）γ）、劳动力转移投资（比例为（1-φ）（1-γ））和外汇储备投资（比例为φ）等三个方面进行的最优资产组合规划，解得：
上式可以这样理解：在1-γ＜时，资产组合的风险尚处于国内金融部门的能力范围内，因而没有必要向国外金融部门转移风险，所以，金融要求权的交易结果——外汇储备乃至国际直接投资都可以设为0（φ=0），整个经济的运行态势同封闭经济完全一样。但是，当1-γ=时，为了劳动力的持续转移以及由此导致的更高的投资收益，将会出现存量和流量分别为分别为φK、φK的国际直接投资以及相应的外汇储备，这种情况下，对劳动力转移投资包括国内投资和国际直接投资两个部分，劳动力转移率为（1-φ）（1-γ）+φ。事实上，在中国1998—2002年通货紧缩时期，这里刻画的国外资本使用国内储蓄而展开投资的特点曾经表现得淋漓尽致。那时，国内储蓄过剩十分明显，整个金融体系都苦于得不到有效的投资项目，但是，国外投资却十分活跃，而且大都得到可观的投资收益。显然，在引入了国外金融部门后，国内劳动力转移将得以继续下去，总量生产函数依然是（3）式。不过，由于最终产品投资和风险投资之间存在持久的差异，因此，劳动力转移的比例和资本存量关系（1）被破坏。考虑到经济处于AK增长过程中，劳动力转移速度和经济增长速度等依然可以简单地表达为
上式中的
为国内金融部门整个投资组合（最终产品投资、劳动力转移投资和外汇储备）的预期收益，=R[，0]+μ（1-γ）（1-φ）＜R[，1]，该收益显然较先前低，因此，与封闭经济情况相比，经济将要花费更多的时间和资本才能完成全部劳动力的转移。同时，开放经济将呈现出一个显著的特点：随着劳动力转移和经济增长的延续，外国直接投资以及东道国外汇储备的增长将得到持续。
五、小结：劳动力转移过程中的宏观经济运行框架
下面将运用数据分析来验证以上理论模型的结论：劳动力转移是中国经济持续发展的基础。我们首先对劳动力转移过程中的宏观经济运行框架进行分析，以得到可供检验的计量模型。
上文中的理论模型分三个步骤解析了劳动力转移过程中的经济增长，图2对此进行了直观的总结。首先，在完全的封闭经济中（图2实线框内），储蓄向投资的转化无任何障碍，劳动力的持续转移使得经济形成了一个AK式增长。人均资本存量、人均消费、人均产出的增速同劳动力转移率的速率是一致的，封闭经济条件下的储蓄率等于投资率，它们和资本产出比一起都同劳动力转移率密切相关。在加入金融部门后（图2虚线框内），储蓄通过金融部门转变成对劳动力转移以及最终产品生产的投资。由于国内金融部门在投资风险的控制上存在着效率缺陷，劳动力转移过程会在某个门槛值终止，经济会提前结束AK式增长，人均产出增长率、储蓄率、投资率等变量都将因此进入收敛过程：最后，一个包含国内外金融部门的开放经济有助于解释现实发生的劳动力持续转移。这里，劳动力之所以能够转移，不仅取决于国内金融部门动员储蓄的能力，还与该经济引入了具有较高风险管理能力的国际直接投资密切相关。
图2 劳动力转移过程中的宏观经济运行框架
由于各个变量彼此相互联系，均为内生变量，于是，整个经济将可以用一个包含劳动力转移率、投资、储蓄、产出、外汇储备和国际直接投资在内的向量自回归（VAR）模型来刻画。（注：需要说明的是，尽管考虑金融部门和开放经济条件使得我们的理论模型更加贴近于现实经济运行，但是，理论分析的环境依然是非常“纯净”的，以至于没有涵盖实际也无法涵盖现实经济运行的诸多复杂因素。这主要体现在国内储蓄向投资转化的流程上。如图2所示，在开放经济条件下，储蓄向投资的转化包含两个流程：第一，通过国内金融部门的转化流程；第二，通过国外金融部门的转化流程。其中，前一个流程受到制约国内金融部门效率的诸多因素的影响；而在后一个流程中，外汇储备、国际直接投资等变量显然还受到汇率波动风险、短期资本流动、导致经常项目顺差的贸易和其他实体经济因素以及国外经济周期的影响。）为了避免未考虑到的因素的影响，以下的检验将把储蓄向投资转化的流程舍象掉，即我们将只针对劳动力转移率、投资率、储蓄率和人均GDP增长率进行VAR检验。这种舍象并不影响理论上的合理性，因为根据先前分析，在引致高速经济增长的劳动力转移过程中，储蓄是该过程的直接结果，而投资则是该过程得以延续的直接原因。
六、“劳动力转移率”的计量分析
在展开分析之前，我们需要对实际经济中的“劳动力转移率”1-γ进行界定。为此，我们须进行两步工作。第一，确定分子。在上文的分析中，我们并没有特别考虑劳动力转移的产业部门。对于中国的转型经济而言，劳动力转移体现为工业化、城市化和市场化三个彼此联系的过程。我们认为，非农产业就业人口的变化（参见表1）可以比较综合地反映这三个因素：第一，非农产业的就业变化反映了第二产业的发展即工业化的影响；第二，工业化同城市化实际上是相互促进的，而非农产业中的第三产业发展状况显然也依赖于城市化的进程；第三，非农产业就业人数的增加同非国有企业的发展密切相关，因而也反映了经济的市场化进程。第二，确定分母。这涉及到是否需要考虑人口年龄结构的变化问题，具体说，我们需要考虑：是用非农就业人口同就业人口的比例，还是用非农就业人口同总人口的比例？在我们的模型中，人口年龄结构问题被忽略了，因此，总人口参与率（适龄劳动人口比例乘就业率）是一个恒定的量。而总人口参与率的变化既可能是劳动力转移的结果，也可能会通过适龄劳动人口增加，成为推动劳动力转移的一个动力。
表1 我国人口参与率与就业率（％）
劳动人口
适龄劳动人 非农产业 城市就业
年份 比例 口就业率总参与率 就业比例 其中： 其中： 比例其中：
第二产业第三产业
非国有
79
42.64
98.63
42.06 30.20
58.28
41.72 24.37 23.06
80
43.47
98.74
42.92 31.25
58.15
41.85 24.85 23.81
81
44.13
99.00
43.69 31.90
57.37
42.63 25.28 24.26
82
44.93
99.17
44.56 31.87
57.68
42.32 25.23 24.48
83
45.34
99.42
45.08 32.92
56.84
43.16 25.30 25.33
84
46.41
99.51
46.18 35.95
55.28
44.71 25.37 29.37
85
47.34
99.52
47.12 37.58
55.32
44.68 25.68 29.81
86
47.95
99.49
47.70 39.05
56.01
43.99 25.92 29.79
87
48.55
99.48
48.29 40.01
55.50
44.50 26.11 29.96
88
49.20
99.46
48.94 40.65
55.04
44.96 26.26 30.02
89
49.43
99.32
49.09 39.95
54.14
45.86 26.01 29.76
90
57.13
99.12
56.63 39.90
53.63
46.37 26.32 39.29
91
57.06
99.09
56.54 40.30
53.10
46.90 26.67 38.94
92
57.00
99.06
56.46 41.50
52.29
47.71 27.00 39.03
93
56.93
99.02
56.37 43.60
51.38
48.62 27.34 40.20
94
56.85
99.00
56.28 45.70
49.67
50.33 27.65 39.88
95
56.85
98.85
56.20 47.80
48.12
51.88 27.97 40.86
96
57.00
98.83
56.34 49.50
47.47
52.53 28.89 43.56
97
57.27
98.62
56.48 50.10
47.31
52.69 29.76 46.86
98
57.78
97.99
56.62 50.20
46.81
53.19 30.60 58.10
99
57.87
98.08
56.76 49.90
46.09
53.91 31.39 61.75
00
58.38
97.42
56.87 50.00
45.00
55.00 32.12 65.00
01
58.32
98.11
57.22 50.00
44.60
55.40 32.78 68.09
02
58.67
97.85
57.41 50.00
42.80
57.20 33.60 71.09
03
58.87
97.84
57.60 50.90
42.44
57.56 34.45 73.18
注：非农产业就业比例等于第二、三产业就业人口与总就业人口之比；城市就业比例为城市就业人口与总就业人口之比。
资料来源：历年《中国统计年鉴》。
由表1可以看到，1979年迄今，由于人口年龄结构的变化，我国劳动人口比例不断提高。在就业率基本无变化的情况下，总人口参与率就同劳动人口比例的变化亦步亦趋。但是，我们并不能简单地由此得出这样的结论：人口年龄结构的变化是20余年来经济大发展的主要因素，因为我们必须考虑这种变化是否导致了非农产业就业的变化。为此，我们就人口年龄结构的变化对非农产业就业率的变化进行格兰杰因果关系检验。
在进行检验之前，我们需要检验变量的平稳性。通过ADF检验，我们发现所有指标的二次差分满足平稳性要求，因而可以进行格兰杰检验。考虑到劳动人口比例受到生育率、死亡率、人口寿命等外生因素的影响，因此，我们仅须看劳动人口比例的二次差分是否对其他变量产生了影响。
表2 人口年龄结构变化与非农产业就业率的关系
变量平稳性检验（ADF）
NoneInterceptTrend and Intercept
DDLABPOPU -5.409019（-2.6819***）-5.268176（-3.7856***）-5.125525（-4.4691***）
DDNA
-3.276537（-2.6819***） -3.172341（-3.0114**） -3.116148（-3.2602*）
格兰杰因果关系检验
零假设F统计量
P值结论
DDLAPOPU不是DDNA的原因0.34940 0.71036假设成立
注：“***”、“**”、“*”分别表示1％、5％、10％显著性水平上的临界值；“DDLABPOPU”、“DDNA”分别为劳动人口占总人口比例、非农产业就业人口占总就业人口比例的二次差分；格兰杰检验采用二阶滞后，改变滞后项，结果不变。
根据表2的结果，我们可以得出这样的结论：至少从格兰杰因果关系的意义上看，人口年龄结构的变化对劳动力转移没有影响。所以，在以下的计量检验中，理论模型中的劳动转移率1-γ就用非农产业就业比例来表示。
在VAR模型中，检验的变量有：（1）劳动力转移率的变化，即非农产业就业比例的一阶差分； （2）投资率的变化，即资本形成占当年GDP比例的一阶差分；（3）储蓄率的变化，即国民总储蓄占 GDP的一阶差分；（4）人均GDP增速。VAR模型要求所有变量都是平稳的，为查证平稳性，我们首先对非农产业就业比例、储蓄率、投资率和人均GDP增长率进行ADF检验。结果见表3和表4。
表3 变量平稳性检验（ADF）
None Intercept
Trend and Intercept
DNA -1.645078（-1.6238*）-2.651518（-2.6417*）-2.705776（-3.2535*）
DIR-3.190581（-2.6756***）
-3.261687（-3.0038**）
-3.174187（-3.2535*）
DSR-2.853744（-2.6756***）
-3.442356（-3.0038**）
-3.349864（-3.2535*）
GDPPC
-0.622363（-1.6238*）
-4.168995（-3.7667***） -4.225381（-3.6330***）
注：“DNA”、“DIR”、“DSR”分别为非农产业就业比例、投资率、储蓄率的一阶差分，“GDPPC”为人均GDP增速；“***”“**”、“*”分别表示1％、5％、10％显著性水平上的临界值。
表4 1979—2003年四变量向量自回归模型
DNA=0.5417990863×DNA（-1）+0.03351067338×DNA（-2）+0.154308507×DIR（-1）+0.1181140288×DIR
（-2）+0.015759726×DSR（-1）+0.1457859463×DSR（-2）+0.02348328475×GDPPC（-1）-
0.1431161427×CDPPC（-2）+1.276882372
[2]=0.304251 AIC=2.715952 SC=3.162288
DIR=-0.1904181724×DNA（-1）-0.7290269731×DNA（-2）-0.007768519149×DIR（-1）+0.3102984265
×DIR（-2）-0.4061731141×DSR（-1）-0.2279983569×DSR（-2）+0.6520840073×GDPPC（-1）-
0.4744982667×GDPPC（-2）-0.05943457826
[2]=0.562328 AIC=3.717602 SC=4.163938
DSR=-0.1630209543×DNA（-1）+0.09290802354×DNA（-2）+0.3855081389×DIR（-1）+0.4566325797×
DIR（-2）-0.2722627313×DSR（-1）-0.2374119053×DSR（-2）-0.04186171505×GDPPC（-1）-
0.2033156084×GDPPC（-2）+2.635506163
[2]=0.114882 AIC=3.385295 SC=3.831631
GDPPC=2.177649452×DNA（-1）+0.1758360609×DNA（-2）+0.4788879152×DIR（-1）+0.46249206×DIR
（-2）-0.01479082052×DSR（-1）+0.07713257075×DSR（-2）+0.1383442304×GDPPC（-1）-
0.973017835×GDPPC（-2）+13.15080491
[2]=0.516710 AIC=4.527582 SC=4.973918
Log Likelihood=-102.724 Akaike information criteria=12.611 Schwarz criteria=14.397
由于各变量符合平稳性要求，我们继续做VAR检验，回归方程见表4。
由于VAR模型涉及诸内生变量之间的相互影响，从回归方程并不易观察到模型的含义。因此，理论分析一般利用各变量的冲击反应函数（或者方差分解）来说明某个变量的变化是如何引起其他变量的反应的。（限于篇幅，各变量冲击反应图略去，有兴趣者可与作者联系。）
首先看劳动力转移率对冲击的反应。劳动力转移率的自冲击效应非常强，当期的一个正向冲击将导致此后三年劳动力转移率的增加。这说明，在当前劳动力市场的状况下，劳动力转移具有很大的“粘性”，因此，无论是促进劳动力转移的政策，还是导致劳动力转移停滞、甚至逆转的政策，都将对劳动力市场产生较为持久的影响。投资率对劳动力转移的影响不仅相当显著，而且相当持久。当期投资率的一个正向冲击在第二年就引起转移率的上升，第三年达到顶峰，并在第四年继续维持。投资率冲击对劳动力转移的显著且持久的变化与理论预期是完全一致的。相反，储蓄率和人均GDP增速对劳动力转移的影响非常小。结合储蓄率和人均GDP增速对其他变量冲击的反应，可知：在储蓄向投资转化并非那么顺畅的情况下，储蓄和增长更多地表现为既定增长机制的结果。
其次看投资率对各变量冲击的反应。投资率同样受到劳动力转移的显著影响，当期劳动力转移的一个正向冲击在第二年即导致投资率上升，但在第四年投资率的变化发生转向，投资率将恢复到冲击前的水平。投资率的自冲击效应在第二年就趋于消失。结合前后的冲击-反应分析可知，如果总需求管理政策没有对其他因素，尤其是劳动力转移发生影响，而仅仅是一次性地扩张了投资，那么这样的投资将是不可维持的。实际上，1998年以后的财政、货币政策效果已经说明了这一点。至于储蓄率，它不会对投资产生非常显著的影响，它的上升仅在第二年导致投资率微弱的下降。同劳动力转移冲击在第二年引起的投资率上升幅度相比，储蓄率上升导致的投资率下降幅度不到前者的一半。所以，结合劳动力转移对储蓄率和投资率的影响可知，劳动力转移会同时引起储蓄率和投资率的提高。人均GDP增速的冲击对投资率的影响类似于劳动力转移率。
再次看储蓄率对各变量冲击的反应。劳动力转移的增加会立即引起储蓄率的上升，尽管幅度较小，但在第二年储蓄率就恢复到冲击前的水平。投资率对储蓄率的影响不仅幅度较大而且较为持久。结合投资率对劳动力转移的持久影响可知，其对储蓄率的正向冲击还是以劳动力转移为媒介的。储蓄率的自冲击效应较明显，但非常短暂。而人均GDP增速对储蓄率几乎没有什么影响。
最后看人均GDP增速。劳动力转移冲击对人均GDP增速的影响非常直接，当期一个正向的劳动力转移冲击立刻导致人均GDP增速在当年和第二年的上升，第四年GDP增速才逐步向初始状态恢复。人均GDP增速对投资率冲击的反应同对劳动力转移的反应非常相像，结合劳动力转移冲击对GDP的影响以及劳动力转移对投资率冲击的反应，可知投资、劳动力转移和GDP增速之间存在密切关联。同其他冲击不一样，人均GDP增速对储蓄率的冲击几乎无反应。就人均GDP增速的自冲击效应而言，显然也是极其短暂的。
综合以上分析，我们可以发现实证模型的主要结论，即劳动力转移的强烈自冲击效应和对投资率冲击的持久反应、人均GDP增速对劳动力转移冲击的敏捷反应和对投资率冲击的长期反应，同理论模型的预期完全一致，劳动力转移和投资之间的互动效应构成了中国20余年经济增长的核心机制。考虑到储蓄率对投资率的持久反应，以及储蓄率与其他变量之间相对较弱的关联，可知储蓄向投资转化的渠道并不顺畅的情况下，它更多地表现为整个经济增长机制的结果。
七、结论和政策建议
本文的主要结论是：劳动力的持续转移是中国20余年来经济增长的核心机制；而长期的高储蓄率和高投资率则是与长期的劳动力转移过程互为因果的必然现象。因此，资本产出比和TFP在衡量这种由劳动力转移推动的经济增长绩效上，并不具有特别重要的意义。特别地，资本产出比的上升是这种增长方式的内生结果，它不仅反映了已转移劳动的资本深化过程，更是资本宽化、即投资导致劳动力转移持续发生的结果。鉴于非农就业人口占我国总人口的比例在2003年底还只有51％左右，我们可以推论：只要劳动力转移过程得以持续，那么，高储蓄率和高投资率现象就将长期持续，而由劳动力转移、高储蓄、高投资共同推动的内生式经济增长就不会停止。
基于上述分析，环绕劳动力转移以及相应的高储蓄、高投资问题，我们提出如下政策建议：
第一，在劳动力转移的过程中，投资高速增长是不可避免的必然现象，问题的关键在于管理好与高投资相伴的金融风险。因此，改革国内金融体系，提高其风险管理能力，应当成为我国的体制改革最重要的任务。就金融改革而言，尽快改变以银行间接融资为主的金融结构，大力发展直接融资，创造风险分担的社会化机制，防止风险过度集中于少数金融机构，显然最为关键。
第二，尽管高额的外汇储备以及（在经常项目顺差条件下）并不带来实物资本转移的外国直接投资（造成资本项目顺差的主要原因）常常为人们所诟病，但是，在国内金融部门的效率无法得到有效改善之前，它们所隐含的风险重新配置效应依然为国内劳动力持续转移过程所必需。因此，任何影响这种资金和实物流动的风险都将影响到劳动力转移。
第三，劳动力转移涉及到不同的产业发展格局，而不同的产业具有不同的风险。一般而言，高增长和高技术型的产业具有较高的风险，但这样的产业能够显著地提高转移劳动力的边际产出。所以，改革金融体系以适应这些产业的发展，也将极大地提高劳动力转移带来的内生增长绩效。
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