农业生产力进步、劳动力转移与工农业联动发展_生产率论文

农业生产率进步、劳动力转移与工农业联动发展，本文主要内容关键词为：工农业论文,生产率论文,劳动力转移论文,农业论文，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。

      1978年改革开放以来，中国经济取得了连续30多年的高速增长，1978-2014年年均增长率达到9.8%，总量上成为仅次于美国的第二大经济体，实现了13.7亿人的基本温饱，贫困人口降低到7%以下，是近代经济增长史上最成功的案例之一。研究这一经济发展的成功案例，提炼其中的经验和教训，可以帮助我们更加深入地理解经济发展的机制，从中寻找经济进一步发展的动力①。

      回顾历史，20世纪70年代末期农业部门率先起步，家庭联产承包责任制提高了农民的生产积极性和农业生产率，农业产出在改革初期快速增长，不但解决了吃饭问题，同时还释放出大量劳动力；这些劳动力从农业部门向非农部门转移，为工业部门的发展提供了动力；工业部门的发展又反过来促进了农业生产率的进一步提高，形成了工农相互促进的良性循环。这一互动过程，最早见于1945年张培刚提交给哈佛大学的博士论文(张培刚，1984)。

      在这一互动进程中，农业生产率的进步起到关键的作用。没有农业生产率的进步，不仅不能解决粮食问题，还会把劳动力禁锢在土地上。此时，工业部门不仅缺乏劳动力，也缺乏原材料供应和产品市场。只有农业生产率有了进步，劳动力才有可能向工业、服务业转移，社会经济才可能通过分工深化提高效率，进入上升的循环。亚当·斯密在其经典名著《国富论》中早已指出，当对土地的利用使得一个家庭的劳动力能够生产两个家庭所需的粮食量，另一个家庭才能致力于生产和提供其他商品和服务(Smith，1776)②。舒尔茨在《改造传统农业》(Schultz，1964)中，也着重强调农业生产率进步对于经济发展的基础性作用。近现代很多国家、特别是大国经济发展实践，对上述基本规律提供了广泛的国际经验支持和验证(Mundlak et al.，1989；Johnson，1991；Martin and Mitra，1993；Johnson，1997)。

      发展中国家的政府，可以在工农业联动发展中发挥积极作用(Johnson，1997)。从中国的经验看，吸收地方实践中的积极成果，逐步废除人民公社，实行家庭联产承包责任制，赚到了提高农业生产率的第一桶金。然后，通过允许、鼓励社队、乡镇企业的发展，促进了工业部门以及相关生产服务部门的发展。工业部门的发展，又为农业部门提供了机器工具、能源动力、化肥种子、水利灌溉等方面的便利，促进农业生产率的进一步提高。农业技术的进步，又进一步促使农业人口向非农部门流动，从而形成了工农业发展的良性互动。后来，中国政府又进一步放开农民工进城的限制，鼓励农民工进城参与工业化，在中国加入世界贸易组织，融入全球贸易链的背景下，良性互动效应进一步放大。在这一过程中，中国政府因势利导，吸收并推广基层、地方的改革实践成果，才推动了产业和生产率的不断进步和提高，成就了中国的经济奇迹。此外，中国经济目前面临改变增长模式，跨越中等收入陷阱的任务，以前因势利导的成功经验值得吸取。

      为了深入理解这一发展过程，本文从两方面展开研究。首先，我们建立了动态一般均衡模型，从逻辑上推演工农业联动发展的过程。然后，我们通过实证分析验证上述联动效应，发现了支持工农业互动的证据。具体而言，我们发现农业生产率的提高有助于农业劳动力向非农部门转移，而劳动力转移则提高了工业部门的资本回报率，带动了工业部门的资本积累。资本积累带来了农业机械化生产，提高了农业生产率，工农业部门因此形成了联动发展。

      本文研究对于理解中国经济发展的进程提供了新的视角。中国经济的成就已经引起广泛的关注，现有研究已经从多个角度进行解释③，但是对中国农业发展与经济成就的关注并不完整。已有研究或者着眼于农业生产率在结构转型中的作用，或者侧重非农部门可以为农业生产率进步提供支撑，而对于工农业互动的关注不多，本文研究填补了这一领域的空白。文献里和本文较为接近的是农业生产率与经济结构转型的文献(Yang and Zhu，2013)，但本文提供了详实的工农业联动发展的证据。经典文献中，本文与农业工业化、工农业协调发展的思路(张培刚，1984；Schultz，1964)一脉相承，中国的发展经验验证了这些经典作家的观察思考，本文研究为经典文献提供了理论推导和证据支持。近年来的文献中，本文与研究制度变迁、技术进步和农业发展的思路(林毅夫，1992)最为接近，并提供了新的理论和实证支持。

      本文研究也具有一定的现实政策意义。经过30多年的发展，中国的农业生产率尽管取得了巨大进步，但是和先进水平比较依然较低④。而且，农业人口占比依然很高，农业劳动力占比依然占到1/3，远高于发达国家的水平，劳动力转移的空间依然存在⑤。吸取以往的经验，进一步促进劳动力的转移，对于推动进一步的经济增长应该大有裨益。此外，世界上还有很多落后国家，中国的发展经验也可以为其他发展中国家提供借鉴。

      本文后面部分安排如下：第二部分综述文献，提出本文的创新点；第三部分构建理论模型，在二元经济结构转型背景下，刻画了农业生产率进步与工农业联动发展的关系；第四部分介绍实证策略和本文所采用的数据；第五和第六部分提供实证证据；第七部分总结全文。

      二、文献综述和本文创新点

      与本文研究相关的大体有两支文献。

      第一支文献是农业生产率与经济结构转型的关系。早期的一些研究证明了农业生产率的提高有助于经济增长(Johnston and Mellor，1961；Jorgenson，1961；Timmer，1988)。然而，早期的研究大部分仅将农业生产率视为一般的生产率，没有强调其在经济结构转型方面扮演的角色，从而低估了农业生产率在经济发展中的作用。

      农业在经济结构转型中的角色，最早在张培刚的博士论文中得到清晰表述。农业部门的发展为非农部门提供原材料和产品市场，帮助工业部门的发展(张培刚，1984)。舒尔茨认为，温饱问题是制约落后经济体发展的重大挑战，农业的现代化是实现可持续增长的根本条件(Schultz，1964)。而根据大国经济发展实践，农业生产率进步带来了人口数量的增长，人均寿命的延长(Johnson，1997)。更重要的是，农业生产率进步释放了农业劳动力，是实现工业部门发展和经济结构转型的前提。之后有研究在两部门模型强调了农业生产率对经济结构转型的重要作用(Kelley et al.，1972)。紧接着，有研究从农产品消费的餍足效应出发，论证了农业生产率进步促进了劳动力转移和经济结构转型，并使用了跨国数据验证了模型结论(Gollin et al.，2002)。进一步地，经济体在解决温饱问题后，可以实现更快速度和更大规模的经济结构转型(Gollin et al.，2007)，这也暗示了农业生产率在其中所起的重要作用。

      然而我们不得不指出，尽管中国是一个农业大国，也正面临经济高速增长和结构转型大规模进行的时点，学术界对中国农业生产率与经济发展关系的关注并不多。有研究用一般均衡模型以及中国数据进行校准，指出农业生产率进步解释了大部分中国改革开放后的经济结构转型，而对中国经济增长的解释力则与非农部门的全要素生产率基本持平(Cao and Birchenall，2013)。而大部分中文文献则仅仅对农业生产率进行了测算、动态演进和收敛性分析(张敏如，1962；李玉先、朱道华，1963；田维明，1987；徐秀丽，2000；陈来、杨文举，2005；廖洪乐，2005；辛翔飞、刘晓昀，2007；余康等，2011)。更系统的研究从不同角度系统估计了农业生产率，指出与计划经济时期农业生产率长期停滞相比，农业部门在改革开放时期实现了农业生产率革命(卢锋等，2014)。总体来看，对中国农业生产率与经济结构转型关系的研究并不多，且缺乏严谨的实证证据。更重要的是，现有的关于农业生产率与经济结构转型的研究仅仅停留在农业生产率的提高可以带来劳动力的转移，而忽略了进一步的非农发展可以带来更深层次的农业技术进步和劳动力转移，从而低估了农业生产率在经济结构转型中的作用。

      第二支文献涉及非农部门对农业生产率进步的贡献。农业生产率进步与工农业联动发展的关系当中有两个核心环节，第一个，如前文所言，是农业生产率进步促进劳动力转移和经济结构转型，另一个则是非农部门的发展可以为农业生产率进步提供条件。从文献来看，有研究总结了非农部门发展支持农业生产率进步的国际经验，提出中国应当用政策手段为农业生产领域提供支持，以提高长效性的农业生产率能力为主(马晓河等，2005)，但文章没有提出这一思路的理论支撑，也没有进行严谨的实证检验。也有研究认为，非农部门的产品可以作为农业部门技术投入的中间品，随着非农部门的发展，非农产品与农产品的相对价格下降，使得农业部门采用非农产品作为农业生产技术的门槛降低，经济增长得以加速(Yang and Zhu，2013)。

      上述研究在工农业联动发展上具有开创性，但其联动效应能否发生依赖于工业发展能否突破相对价格的门槛，这可能是一个非常长期的过程。长期来看，农业生产率的稳定快速的进步是使得农产品的相对价格降低的因素，不利于模型机制发挥作用。本文在两部门经济的一般均衡框架中，通过劳动力流动和生产率进步两条通道，使得农业和工业部门可以源源不断地互相促进。本文的实证分析也发现了支持工农业联动发展的证据。

      对比现有研究，本文力图在以下两个方面有所贡献。

      第一，理论贡献。我们对文献进行了系统性回顾之后，并没有发现将工农业联动发展理论化或为此提供严谨的实证证据的论文。以往的文献往往仅是单向性的讨论：要么致力于探讨农业生产率对劳动力转移、结构转型的作用，要么仅涉及非农部门对农业生产率进步的贡献。但正如本文所要证实的，这两种讨论不能被割裂，农业生产率在促进非农部门发展的同时，也可以借助非农部门的发展成果来进一步提高农业生产，是一个工农业良性互动的过程。遗憾的是，鲜有文章通过一个一致的逻辑框架来探讨农业生产率进步所带来的工农业良性互动。因此，本文的第一个创新之处就在于提供了完整的逻辑框架和实证证据，对农业生产率带来工农业联动发展进行论证。

      第二，方法贡献。我们采用了中介效应模型对本文的逻辑链条进行检验，在农业经济学的相关研究中，中介效应模型的应用并不多见。在本文的背景下，采用中介效应模型进行检验，虽然简单，却是合适的。理论上，农业生产率进步是实现工农业联动发展的根本，实证上需要对“农业生产率进步—劳动力转移—非农部门发展—农业机械化—农业生产率进步”这一逻辑链条展开验证。在数据识别上不支持采用联立方程模型设定的背景下，我们采用中介效应模型克服联立方程偏误，对农业生产率进步所带来的工农业联动发展进行验证，并严谨地检验了中介变量的有效性。

      本文研究不仅为理解中国经济发展提供了新的视角，而且在目前经济增速放缓的背景下，也为促进未来经济增长提供了思路。目前经济增长潜力下降的重要原因之一，是工农业联动效应下降。虽然农业劳动力仍然占到劳动力总量的1/3，但是户籍制度的制约和农村生活水平的提高，农民进城的积极性下降，劳动力转移的通道不畅。而且，现行土地制度下农地流转不畅，不利于农地的规模经营，不利于农民实现土地的财产性收入，因此也不利于农业劳动力的转移。从这个角度看，土地和户籍制度改革是培育未来经济增长潜力的重要制度变革。

      三、理论模型

      本节我们借鉴并拓展农业生产率与结构转型的相关研究(Laitner，2000；Hansen and Prescott，2002；Gollin et al.，2002)，建立一个包含农业生产率、劳动力转移以及资本深化的一般均衡模型。与一般的发展经济学模型一脉相承，我们的模型包含了农业和非农两个部门，探讨农业生产率在经济结构转型中的作用。与往常文献不同，我们重点刻画工农业部门之间的良性互动，这也是本文的创新点。

      (一)生产

      农业部门生产函数为：

      

      其中，

为农产品产出，

为农业部门的劳动力数量，

为农业生产率。农业生产率一般以劳均农业产出进行衡量，亦可以看作一系列投入的函数，如农业机械、化肥种子、灌溉技术、耕作技术等等。此外，制度因素也会影响生产率，如家庭联产承包责任制的实施等。农产品只可用于消费，不可用于储蓄。

      工业部门同时采用资本和劳动进行生产，工业品可用于储蓄，可以按照1∶1的比例转化为资本品：

      

      其中，

为工业品产出，

为资本存量，

为非农部门的劳动力数量，α为资本份额(0＜α＜1)。这里我们不考虑非农部门的全要素生产率的进步，是为了分离出农业生产率对劳动力转移的作用。事实上，非农部门的全要素生产率越高，则对劳动力需求也越大，劳动力转移程度也会增加，本模型的效果会增强。简单起见，我们不考虑这个因素。工业品和农产品的相对价格为

，农产品的价格标准化为1。因此，在商品市场上，家户可以用1单位工业品换取

单位农业品。工业部门的名义工资

和资本回报率

满足生产函数的一阶条件：

      

      (二)偏好

      代表性家户具有无限的存活期，劳动力供给是无弹性的。即期瞬时偏好函数由农业品和工业品的消费构成：

      

      这一效用函数存在农产品的餍足点，因此农产品的需求存在一个上限，超过上限的生产没有意义，这是为了刻画农业生产率进步以后的劳动力转移效应。根据这个效用函数，家户的消费存在先后次序，当农产品产量有限时，家户的最优化决策是将全部收入用于农产品消费。一旦农产品的人均产出超过

(农产品的餍足点)，则消费再多的农产品也不能在边际上带来效用的提升。因此，预算约束式也分为两种情形：

      

      (三)农业生产率、劳动力转移与资本深化的均衡关系

      我们对上述一般均衡模型求解，并重点讨论农业生产率与劳动力转移的均衡关系。首先我们讨论农产品产量有限，即当全部劳动力投入农业部门生产时，人均产出仍不能到达餍足点的特殊情形，即：

      

      此时，由于农业生产率太低，农产品产量有限。家户的最优化决策是将全部收入用于农产品消费，因而全部劳动力也会留在农业部门从事生产。此时全部劳动力留在农业部门从事生产，即有：

      

      下面我们分析随着农业生产率的提高，经济体的动态转移路径。当农业生产率较低，满足(10)式时，全部劳动力留在农业部门，工业部门份额为0，资本存量也几乎为0。当农业生产率开始提高，突破消费餍足点，此时劳动力的分配满足(14)式。(14)式的直觉是，由于农业品的消费存在餍足点，因此农业品的需求有限。当农业生产率提高时，农业劳动力的需求减少，此时会产生“剩余”劳动力，即部门农业劳动力会被挤出。此时“剩余”劳动力的机会成本几乎为0，工业部门仅需很低的工资报酬就可以雇佣农业劳动力从事生产。反过来，由于工业部门雇佣劳动力的成本很低，且此时工业部门刚开始发展，资本相对稀缺，使得资本回报率极高，这刺激了家户储蓄，也推动了工业部门的资本积累速度。这里不失一般性，假设资本完全折旧，资本积累方程为

。

      

      易知，

。直观上，农业生产率的提高通过劳动力转移的效应，带动了非农部门的资本积累。劳动力转移和资本积累带来了非农部门的扩张，但劳动者报酬的上升使得工业品的需求上升更快，使得工业品的相对价格上升。

      4.农业生产率的进步机理和工农业联动发展

      上述模型表明，农业生产率进步可以促进劳动力转移，提高工业部门的资本回报率，带来资本深化和非农部门发展。逻辑线条到这里并没有结束，还有两环需要补上。一是农业生产率提高依然是外生的，其内生机理没有考虑；二是工业部门的资本积累对于农业部门的反馈作用，需要考虑进去。

      农业生产率的进步，可能来自几个方面。首先，农业生产组织方式的转变，可以提高农民的积极性，提高农业劳动生产率。比如，20世纪70年代末期开始，后来推广到全国的家庭联产承包责任制，是改革开放捞到的第一桶金。事后看，这一改革启动了中国的经济增长，可谓是中国经济奇迹的农业起源。这一制度变迁导致的技术进步，可以看做是外生的技术冲击。

      其次，工业部门的进步，也会反过来促进农业生产技术的进步和农业生产率的提高。工业部门的发展，自然为农业部门提供了机器工具、能源动力、化肥种子、水利灌溉等方面的便利，促进农业生产率的进一步提高。这些农业技术进步，特别是农业的机械化，对农业人口形成替代，促使农业人口向非农部门进一步流动，提高非农部门的资本回报率，对非农部门的投资也起到促进作用，形成工农业互动的良性循环。

      图1描述了这一工农业互动的过程。图1中，农业生产率的进步导致劳动力转移和资本回报率的提高，推进工业部门的资本积累。资本积累的过程中，有关农业的生产资料，比如农业机械、优良品种、优质化肥等，被更多、更好生产出来，推动农业生产率的提高。然后，劳动力转移可以进一步发生，形成一个正向反馈的循环，这个正反馈机制是过去30多年来我国经济持续发展的一个根本动力机制⑥。

      

      图1 工农业联动发展

      四、实证策略与数据

      (一)实证策略

      上文通过动态一般均衡模型证明了农业生产率进步与工农业联动发展的关系。下面通过中国的省级数据对理论模型进行检验。根据理论模型中农业生产率促进工农业联动发展的机制，我们将核心变量分为4类：A.农业生产率进步；B.劳动力转移；C.非农部门发展(资本积累和资本回报率提升)；D.农业机械化。本文的实证分析也基于这4类核心变量进行。

      理想状态下，我们可以采用联立方程模型来检验农业生产率促进劳动力转移和资本深化，以及资本深化对农业生产率的反馈效应，即A→B→C→D→A的循环联动关系。但在中国的实际背景下，联立方程估计会面临较为严重的识别上的问题。具体而言，农业劳动力是跨省份流动的，i省份的农业生产率上升可能使i省份的农业劳动力转移到j省份的非农部门，带动j省份的资本深化和农业机械化，使得j省份的农业生产率提高。从整个国家层面来看，联动效应得以实现，但从单个省份来看，由于劳动力转移方向的不确定性，使得用本省份的农业生产率和本省份的资本深化程度所构建的联立方程模型无法有效刻画出理论模型的联动效应。

      因此，为了同时克服实证分析中的数据识别和联立方程偏误问题，本文运用单方程中介效应模型进行实证分析。首先，在基准分析中，我们根据上述理论模型，对4类核心变量的理论关系进行依次验证，即：(1)农业生产率进步促进劳动力转移(A→B)；(2)劳动力转移促进非农部门发展(B→C)；(3)非农部门发展促进农业机械化(C→D)；(4)农业机械化促进农业生产率进步(D→A)。通过以上4步检验，我们可以识别出这4类核心变量的相关关系，为农业生产率进步带来工农业联动发展的理论关系提供佐证。

      紧接着，我们采用中介效应模型进行实证分析，考虑到数据的识别问题，我们主要对两对逻辑链条进行检验，即：(1)农业机械化通过带来农业生产率进步促进劳动力转移(D→A→B)，其中，农业生产率进步(A)为模型中介；(2)非农部门发展通过促进农业机械化带来农业生产率进步(C→D→A)，其中，农业机械化(D)为模型中介。以(1)为例，具体做法是在劳动力转移(B)对农业机械化(D)的回归模型中控制农业生产率进步(A)的影响，考察农业机械化(D)的系数变化的显著性，若D的系数变化是显著的，则说明农业机械化(D)的确是通过带来农业生产率进步(A)来促进劳动力转移(B)，从而验证了模型的机制。若以上两步实证检验均成立，我们认为农业生产率进步可以实现工农业的联动发展。

      (二)数据

      我们采用中国省级面板数据(1987-2010年)进行实证分析。核心变量包括劳动力转移率、农业生产率、农业机械总动力水平和资本深化程度。

      首先介绍劳动力转移率的数据。我们关注的是一个地区的农业生产率提高是否会导致该地区的农业劳动力转出至非农部门。我们选用了《新中国农业六十年统计资料汇编》(以下简称《汇编》)中有关劳动力转移的数据。该统计资料“直接汇编及计算相关比重所使用的乡村人口、乡村从业人员口径中仍然包括在外居住半年以上，但收入与家庭经济连为一体的人员”。《汇编》提供了1978-2008年各省份乡村从业人员和乡村第一产业从业人员，这两组数据衡量了各省份农村户籍的劳动力就业分布。简单来说，乡村从业人员包括了所有拥有农村户籍的从业人员，乡村第一产业从业人员包括了所有拥有农村户籍的从事第一产业的人员。通过将乡村从业人员与乡村第一产业从业人员相减，可以得到拥有农村户籍，但转移到第二、第三产业从业的人员数(即所谓“农民工”)。《中国统计年鉴》中提供了2009年和2010年与《汇编》统计口径一致的省份数据，这也便利了我们将劳动力转移的数据延拓至2010年⑦。由此，我们构造了用于实证检验的被解释变量：劳动力转移率=(乡村从业人员-乡村第一产业从业人员)/乡村从业人员。

      我们采用3种指标衡量农业生产率，分别是劳均农业增加值、劳均种植业总产值和劳均粮食产量。农业机械总动力水平同样采用劳均值进行衡量。资本深化水平则采用了非农部门劳均固定资产投资进行测度。我们还选取了影响劳动力转移的潜在控制变量，这包括城乡收入差距(城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入之比)、人均GDP及其平方项、对外开放程度(采用外商直接投资及进出口总额与GDP的比重衡量)和金融发展规模(采用存贷款总额与GDP的比值衡量)等。数据直接来自各年《中国统计年鉴》，表1报告了主要变量的统计描述。

      五、基准实证分析

      本部分报告基准实证结果，即根据上述理论模型，对4类核心变量的理论关系进行依次验证。

      (一)农业生产率进步促进劳动力转移

      表2报告了农业生产率进步促进劳动力转移(A→B)的实证分析结果。解释变量包括城乡收入差距、人均收入水平及其平方项、对外开放程度和金融发展等潜在影响劳动力转移程度的变量。我们采用农业生产率和人均收入水平的对数值，以纠正分布的非对称性。回归结果显示，3类农业生产率(劳均农业增加值、劳均种植业总产值、劳均粮食产量)均与劳动力转移率呈显著正相关关系，即本省份农业生产率的提高可以扩大本省份农业劳动力向非农部门的转移规模。

      我们还可以对农业生产率进步与劳动力转移的量化关系进行探讨。根据表2的回归结果，以全模型为例，我们发现，若农业生产率翻一番，劳动力转移率将提高7.9%～12.3%，这一增长幅度放在中国目前逾6亿农村人口的背景下尤为可观。

      

      

      其他控制变量的估计结果也大致符合预期：经济发展水平越高，劳动力转移规模越大，但转移规模边际上是递减的。金融规模越大，相当于金融便利程度提高，交易成本下降，便利了农业劳动力转移向城镇转移。经济活动更活跃，资本深化的能力也进一步增强，从而促进劳动力从农业部门向非农部门转移。FDI和进出口总额的系数不显著，可能的解释是，这两个变量对劳动力转移的促进效应已经反映在经济发展水平上。城乡收入差距的估计结果不显著，可能的解释是，由于转移成本的存在，劳动力转移不可能进行得完全，这会使得城乡收入存在一定差距，因此，城乡收入差距或许已经反映了劳动力转移的均衡状态。

      (二)劳动力转移促进非农部门发展

      我们进一步检验劳动力转移能否带来非农部门的发展(B→C)。从理论模型中不难发现，农业生产率进步带来的工农业联动发展效应的发挥还依赖于劳动力转移与资本深化之间的关系。事实上，在标准的生产函数中，劳动力和资本是互补的要素投入。因此，劳动力转移导致工业部门劳动力增加和工业部门的资本深化，应当是互相伴随的关系。具体而言，农业生产率的提高带动了劳动力向非农部门转移，非农部门劳动力增多，在资本存量不变的情形下，资本回报率自然提高，促进非农部门增加投资，实现资本深化。

      这里，资本回报率是劳动力转移与资本深化之间联结的纽带：劳动力转移提高了资本回报率，资本回报率刺激投资，带动资本深化。事实上，已有不少文献提供了劳动力转移与非农部门资本回报率的理论和实证关系(刘晓光、卢锋，2014；张勋、徐建国，2016)。表3报告了劳动力转移与资本回报率的关系。其中，资本回报率定义为工业企业的利润总额与固定资产净值的比值。同时，考虑到研究对象是省份内的资本回报率，因此应当选用农业劳动力转入本省非农部门的指标进行实证分析，这里采用分省份的第二产业与第一、二产业就业总人数的比率(下称二产就业人数占比)作为劳动力转移的衡量。根据相关研究的理论框架(张勋、徐建国，2016)，控制变量包括了全要素生产率、资本产出比、金融深化(用存贷款总额与GDP的比值衡量)、金融效率(用非国企流动负债比重衡量)和实际利率等从理论上直接影响资本回报率的指标。表3报告了实证分析结果。第1栏的全样本分析表明，劳动力转移的推进显著提高了资本回报率，从而推动了资本积累和非农部门的发展，这也是农业生产率进步带来工农业良性互动的关键链条。

      我们也进行了一些子样本的稳健性检验。在第2和第3栏中，我们参照相关文献的做法，剔除了北京、上海、天津等直辖市及西藏。在第4栏中，考虑到资本回报率的测算口径变化，我们将样本区间缩小为1998-2010年。在第5栏中，考虑到中国加入WTO可能对系数估计产生变化，进一步将样本区间设定为2001-2010年。在所有的回归当中，劳动力转移均与资本回报率正相关，验证了农业生产率促进工农业联动发展的关键链条。从经济显著性上，劳动力转移率提高1%，可使资本回报率提升0.12%～0.42%，效果可观。

      当然，资本深化还有其他的原因。比如说，一个正向的技术冲击提高了资本回报率，因而引发了投资的增加。这种机制也会进一步引起劳动力的转移。这时，由于农业部门劳均土地增加，会引起农业生产资料投入的增加以替代劳动，而这些农业生产资料同时也带来农业生产率的增加，并进一步引发劳动力转移。这一讨论说明，在图1的正反馈机制中，冲击的来源在哪一个环节并不重要，只要是一个正向的冲击，就会引发正向的连锁反应。

      (三)非农部门发展带来农业机械化

      

      

      以上我们验证了农业生产率进步促进劳动力转移(A→B)，也证实了劳动力转移有利于非农部门的发展(B→C)，接下来进一步检验非农部门的发展能否促进农业机械化(C→D)。表4报告了资本深化与农业机械总动力的回归结果。我们采用非农部门劳均固定资产投资的对数值对分布进行纠正，也选用了其滞后一期，以及子样本作稳健性分析。控制变量包括了城乡收入差距和人均收入水平。

      在表4的第1栏中，解释变量仅包括城乡收入差距和人均收入水平，结果发现人均收入水平与农业机械总动力呈显著正相关。在第2栏中，解释变量仅包括衡量非农部门资本深化水平的非农部门劳均固定资产投资，回归结果发现，非农部门的资本深化水平与农业机械总动力水平呈显著正相关。在第3栏中，我们同时控制资本深化水平，城乡收入差距以及人均收入水平，发现仅有资本深化水平的变量是显著的，而人均收入水平的系数变得不显著。我们也进行了资本深化的滞后一期(第4栏)的检验，而在第5栏和第6栏中，我们剔除了直辖市及西藏的样本。在第7栏中，考虑到劳动力转移高潮是直到1992年邓小平南行后才开始的，而此时政府对劳动力转移的态度也从“允许”转变为“鼓励”(Huang and Pieke，2003)，因此我们把样本区间设定为1992-2010年。在所有的稳健性检验中，我们均发现实证结果的一致性。这说明，非农部门的资本深化是农业机械化水平提高的最直接来源。

      量化关系上，我们发现，若非农部门劳均固定资产投资翻一番，农业劳均机械总动力水平可以提高28.8%～43.2%，这也进一步表明，非农部门的资本深化的确是提高农业机械化水平的主要来源。

      (四)农业机械化水平促进农业生产率进步

      根据表2～4的结果，农业生产率进步促进了劳动力转移，劳动力转移提升了资本回报率，促进非农部门的资本深化，而后者进一步提高了农业机械化水平。至此，理论模型的逻辑链条仅剩下农业机械化水平能否带来农业生产率进步(D→A)。表5进一步检验了两者的相关关系。

      表5中，我们同样采用农业生产率与农业机械总动力的对数值对分布进行纠正，并控制了城乡收入差距和经济发展水平等影响农业生产率的其他变量。此外，机械总动力的提高反映到农业生产率进步上可能有滞后，我们也采用农业劳均机械总动力的滞后一期进行稳健性检验。回归结果显示，农业机械总动力水平与3种农业生产率(劳均农业增加值、劳均种植业总产值和劳均粮食产量)呈显著正相关关系，即农业机械总动力规模的扩大可以提高农业生产率。此外，我们也发现经济发展水平与农业生产率显著正相关，可能的解释是，经济发展水平越高的地区，相伴随的制度条件也更有利于调动农业生产的积极性，提高农业生产率。

      

      从经济显著性上来看，若农业劳均机械总动力水平翻一番，则农业生产率得以提高18.8%～49.1%，从数值来看也相当可观。

      以上的基准实证分析初步佐证了农业生产率进步带来工农业联动发展的理论关系：农业生产率进步促进了劳动力转移，劳动力转移提升了资本回报率，促进非农部门的资本深化，而后者进一步提高了农业机械化水平，农业机械化水平的提高则是农业生产率进步的关键。因此，农业生产率进步带来了工农业的良性互动发展。当然，从识别的角度来说，以上的实证检验仅为相关关系的分析。要进一步验证理论模型的结论，我们还需要结合中介效应模型，识别这4类核心变量的所构成的逻辑链条是否严密。

      六、中介效应模型的实证分析

      在本部分中，我们采用中介效应模型进行实证分析，考虑到数据的识别问题，我们主要检验如下逻辑链条，即：(1)农业机械化通过带来农业生产率进步促进劳动力转移(D→A→B)；(2)非农部门发展通过促进农业机械化带来农业生产率进步(C→D→A)。

      (一)农业机械化、农业生产率进步与劳动力转移

      首先，我们检验农业机械化水平的提高是否通过提升农业生产率来促进劳动力转移(D→A→B)。作为分析的起点，表6直接检验农业机械总动力与劳动力转移的关系，解释变量包括了与表2类似的影响劳动力转移的潜在变量，同时，我们也进行了子样本的稳健性检验。

      表6的全样本和子样本回归结果均显示，农业机械总动力与劳动力转移率呈显著正相关关系。经济显著性上，农业劳均机械总动力水平翻一番，劳动力转移率提高9.04%～12%。值得注意的是，在剔除了北京、上海、天津的子样本回归中，我们发现经济发展水平与劳动力转移的关系不再显著。这3个城市具有典型的“高收入、高转移率”的特征，剔除之前经济发展水平与劳动力转移之间显著正相关并不奇怪。剔除3个城市之后，劳动力转移率和经济发展水平关系不显著的可能解释是，劳动力转移率衡量了农业劳动力转出农业部门的程度，一方面，本省份的经济发展水平越高，劳动力转移率越高；另一方面，劳动力转移率也跟其他省份的经济发展水平有关。例如，北京市经济发展水平较高，吸引了其他省份，特别是落后地区的农业劳动力，使得其他省份的劳动力转移率和经济发展水平有潜在的负相关关系。两者相互抵消，使得剔除3个城市之后劳动力转移率和经济发展水平的关系不显著。

      接下来，我们在表7的实证分析中引入农业生产率这一中介变量，以验证农业机械化是否通过促进农业生产率进步从而带来劳动力转移。根据模型结论，农业生产率是影响劳动力转移的直接原因，因此，若农业机械总动力是通过提高农业生产率来促进劳动力转移的，则我们预期农业机械总动力的系数对比表6会有显著下降。表7报告了回归结果以及系数显著性对比的检验。首先，对比表6的第1和第2栏，表7中农业机械化水平的系数有所下降；其次，针对系数下降显著性的卡方检验显示，加入农业生产率之后，农业机械化水平的系数下降是显著的。统计上，系数显著下降表明农业机械化水平通过与农业生产率的相关关系对劳动力转移产生促进作用，而现实中，农业机械化水平是农业生产率提高的直接原因。综合看来，农业机械总动力水平的提高可以带来农业生产率的提高，而后者进一步推动了农业劳动力向非农部门转移，从而实现了经济增长和经济结构转型。从经济显著性上，结合系数的变化，可知农业机械化水平翻一番，可以通过促进农业生产率进步带来劳动力转移率提高1.1%～1.8%。

      

      

      (二)资本深化、农业机械化与农业生产率进步

      接下来我们检验非农部门的发展是否通过促进农业机械化来实现农业生产率进步(C→D→A)。首先，在表8中，我们直接检验资本深化与农业生产率进步的关系，发现两者呈显著正相关。在量化关系上，若非农部门资本深化程度翻一番，农业生产率水平可以提高7.3%～24.4%。

      接下来，与表7类似，我们在表8的资本深化和农业生产率的回归中加入农业机械总动力这一中介变量。若资本深化是通过提高农业机械化水平来促进农业生产率的，则我们预期资本深化的系数对比表8会有显著下降。表9报告了回归结果以及系数显著性对比的检验。针对系数下降显著性的卡方检验显示，加入农业机械总动力之后，资本深化的系数下降是显著的。因此，资本深化的确是通过提高农业机械化水平来促进农业生产率的。需要指出的是，对比表8，我们发现表9的资本深化系数均变得不显著了。统计上，这表明农业机械化是资本深化实现农业生产率进步的完全中介，也即唯一路径，这表明农业机械化在工农业联动发展中的具有根本性地位。

      

      

      综上，不论是从历史事实，还是从实证分析的统计显著性，抑或是从量化角度的经济显著性，我们均一致地论证了农业生产率进步在实现工农业联动发展方面的重要作用，这也说明农业生产率进步是成就中国30多年来经济奇迹的重要来源之一。

      七、总结性讨论

      本文从工农业协同发展的角度理解中国经济增长的成功经验，特别是农业生产率进步在中国经济奇迹中的基础性作用。为此，本文建立了两部门动态一般均衡模型。模型中，农业生产率的提高释放的劳动力向非农部门转移，促进非农部门的发展；非农部门的进步又为农业技术进步提供了条件，反过来促进了农业生产率的进一步提高，并促进农业劳动力的进一步转移，从而形成农业部门与非农部门的良性联动。实证分析发现了支持这种联动效应的证据。本文的分析对理解我国经济增长的总体进程，特别是农业的工业化和工业部门的发展，提供了一个视角，对其他国家实现经济起飞和内生经济增长具有启发意义。

      目前我国的情况是，在30多年的经济增长之后，我国农业生产率依然较低，和其他国家相比依然有较大的提升空间(卢锋等，2014)，农业人口占比依然很大，联动效应的作用空间依然显著。因此，本文分析的联动效应对于目前的政策制定，培育进一步经济增长的潜力，也具有切实的政策含义。现实中比较严重的问题，是正反馈机制的作用渠道受阻，城乡对流的效果减弱，主要体现在如下两个方面。

      首先，户籍制度中依然存在阻碍农村人口进城的因素，主要体现在养老、医疗、教育、住房、就业等方面对农村人口的歧视。在农村收入已经增长，温饱基本实现的情况下，农民工进城打拼的动力减弱，克服歧视的动力也减弱。要想让依然停留在农村的劳动力进城的话，需要减少对他们的歧视，增加城市的吸引力。这个因素，阻碍的是正反馈机制中的“劳动力转移”这个环节。

      其次，现行的农村土地制度，依然限制农村土地的流转，包括农用地和农村集体建设用地的流转，都受到很多限制，这会产生两个后果。其一，对农用地流转的限制，不利于农村经营规模的扩大，不利于提高农业生产率，这样农业部门释放劳动力的能力也就受到了阻碍。换句话说，正反馈机制中的“农业生产率提高”这个环节，受到了阻碍。其二，对农用地和农村集体建设用地流转的限制，在一定程度上不利于劳动力的转移。因为土地不能流转，农民担心进城会失去土地，进城意愿就会下降。而且，这也不利于农民实现土地的财产性收入，带着一定的收入进城安居乐业，减少进城的阻力。

      目前，我国的按常住人口计算的城镇化率刚刚超过一半，户籍城镇化率只有36%左右，实现高水平、高质量的城镇化依然任重道远。切实推进户籍和土地制度改革，实现生产要素的城乡对流，继续实现工农业良性互动，是未来经济增长潜力的决定性因素。在这一过程中，需要政府积极提炼以往基层改革的实践经验，顺应城镇化的趋势，采取措施减少城镇化的短期阻力，以期实现城镇化的长期好处。城镇化是未来经济增长的最重要引擎，政府在这一过程中应该发挥积极作用。

      作者感谢宋国青、周其仁、卢锋、张帆、孙文凯、宋旭光、吕光明、陈斌开、徐朝阳、赵楠、李昕、李力行、张川川、刘晓光、周广肃、张睿对本文提出的有益建议。当然，文责自负。

      ①主流经济增长理论试图突破边际报酬递减的理论，从扩大资本范围(King and Rebelo，1990)、经济外部性(Arrow，1962)以及技术进步及创新(Aghion and Howitt，1992)3个方向解释经济增长，但对于韩国、中国台湾、中国香港、新加坡等亚洲新兴工业经济在20世纪后30年里超常的经济增长无法给出令人满意的解答，尤其无法解释中国内地的经济增长奇迹(Grossman and Helpman，1994；林毅夫、张鹏飞，2005)。

      ②原文：“But when by the improvement and cultivation of land the labour of one family can provide food for two,the labour of half the society becomes sufficient to provide food for the whole.The other half,therefore,or at least the greater part of them,can be employed in providing other things,or in satisfying the other wants and fancies of mankind.”

      ③以往研究从全要素生产率提高的角度(胡永泰，1998)，从制造业的快速发展和出口的角度(Young，2003)，从高投资和高储蓄的角度(李扬、殷剑峰，2005)，从干中学的角度(Blanchard and Giavazzi，2006)，从资源错配和私有企业快速发展的角度(Song et al.，2011)分别对中国经济增长做出了解释。

      ④根据联合国粮农组织(FAO)的统计数据，2012年美国的人均粮食产量(以农业从业人口计算)是中国的135倍。当然，一个可能的原因是美国的人均耕地更多。但耕地资源稀缺的日本，其人均粮食产量也是中国的8.6倍，这表明中国农业生产率水平的确很低。需要指出的是，本文的实证分析所测算的农业生产率实际上是劳动生产率，这与之前的研究是一致的(Gollin et al.，2002)。也有文献以土地和劳动为农业生产要素，采用索罗剩余的方法计算农业生产率(Cao and Birchenall，2013)，但这一方法有“测不准”的可能性，尤其在本文所考虑的中国省级面板数据中。因此，本文采用劳动生产率，在中国省份间人均耕地面积差异不大，且控制了省份和时间的双重固定效应的背景下，劳动生产率的测度更直接、客观。

      ⑤若考虑户籍因素，则城镇化率更低，2012年的户籍城市化率仅为35%。

      ⑥本文还得到了农业生产率实现工农业良性联动的一种可能机制，限于篇幅，此处没有报告。需要解释的是，本文模型没有考虑工业部门的技术进步，因此资本深化是工业部门发展的唯一测度。现实中，工业部门发展的过程中会伴随着技术进步，而且资本深化同时也会带来技术进步，因为新的资本当中“嵌入”了技术进步。所以，在广义上，我们可以把“资本积累”解读为工业部门的发展，包括资本深化和技术进步。同时，我们可以把“农业机械化”解读为广义的农业生产资料的增加，包括质的增加和量的增加。

      ⑦在本文使用数据口径下，2008年、2009年和2010年全国的劳动力转移数量分别为23661.9、24534和25549.2万人，而根据《国家统计局2011年我国农民工调查监测报告》，这3年全国农民工总量分别达到22542、22978和24223万人，两者的估计较为接近，可以佐证数据的可信度。

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