劳动力跨部门配置与居民收入差距——基于省级面板数据的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,劳动力论文,省级论文,收入差距论文,面板论文，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。
中国是典型的劳动力剩余型二元经济，农业剩余劳动力向非农产业转移是中国现代化的必经阶段。改革开放以来，我国农村的农业剩余劳动力一部分就地转移进入非农产业，另一部分转移到城市和沿海发达地区的非农产业。据官方统计，全国第一产业从业人员占总从业人员比重已由改革之初(1978年)的70.5％下降到2008年的39.6％，农村人口占总人口的比重由82.1％下降到54.3％。劳动力的跨部门、跨地区转移促进了我国经济的快速增长和社会的快速发展。研究表明，劳动力转移对经济增长和居民收入发挥了重要作用。刘秀梅、田维明(2005)通过估计中国农业和非农业劳动力对各自GDP的边际贡献，发现转移劳动力的边际生产力在农村劳动力和城市劳动力之间，因此，劳动力转移可促进经济增长和劳动生产率提高。蔡昉、王德文(1999)计算出1982-1997年中国劳动力配置对经济增长的贡献为20％，为全要素生产率的绝大部分。Cai、Wang(2002)发现劳动力配置效率越高，经济增长率越高。Wang、Kalirajan(2002)发现非农就业对农村经济增长作出了显著贡献。李实(1999)将农村家庭收入按外出劳动力户和非外出劳动力户分组对比，发现外出务工劳动力对家庭收入的边际贡献率高于非外出者，且外出劳动力户中非外出者的边际劳动生产率亦高于非外出户。Cook(1999)以家庭调查数据通过生产函数估计发现非农经营和非农工资劳动边际收益高于农业，而且非农经营和转移户的农业边际收益较纯农户高。Zhao(1999)通过家庭收益函数回归得出平均一户农户每增加一名转移劳动力家庭收入增加49.1％。
另一方面，收入不平等也与我国农村劳动力加速转移相伴而行(蔡昉，2005；段均、高定伦，2011)。以全国城乡居民收入差距为例，1978年城镇居民家庭人均可支配收入343.4元，农村居民家庭人均纯收入133.6元，收入差距为2.6倍。2008年城镇居民家庭人均可支配收入15780.8元，农村居民家庭人均纯收入4760.6元，收入差距扩大到3.3倍。在微观层面，农业部的一项全国性农村住户调查表明50％的住户在1999年生活水平并不高于1987年(Benjamin等，2005)。在诸多收入差距成因中，一些研究强调制度或劳动力市场不完善对劳动力流动产生了阻碍作用。如Cai、Wang(2002)发现劳动力市场扭曲是地区增长差异的原因之一。Zhao(1999)指出过高的转移成本极大地限制了劳动力再配置，使转移的潜在收入效应不能充分发挥。事实上，随着改革开放的深入，劳动力流动性呈较快提高的态势。既然如此，从逻辑上来说，收入差距在时间跨度上应该是逐渐降低的。我国劳动力转移与收入差距间的“反常”关系耐人寻味，而现有理论和实证并未对此充分探讨。
目前，我国劳动力转移正处在调整阶段，如何调整，怎样通过调整更有效、更平稳地推进，这一系列问题需要在总结过去的基础上给予回答。因此，认识劳动力转移对收入分配的作用具有非常紧迫的现实意义。本文接下来部分首先将对我国劳动力转移的走势和收入效应做概述，然后结合经典经济理论阐述劳动转移的经济含义并构建模型计量分析我国劳动力转移与收入均等化间的实际关系并讨论其成因，最后给出一些应对策略建议。
一、我国劳动力的跨部门配置效应
劳动力的跨部门转移的规模和走势可以通过各产业部门劳动力人数及其变化来做一简单描述。图1中给出了我国自1978-2005年31个省、直辖市、自治区的各产业部门就业人数占总就业人数的比重的各年均值①。由图1可见，第一产业(以农业部门为主，下文亦称“农业部门”)就业比重持续下降，而第二、第三产业(简称非农部门)就业比重持续上升，且上升主要发生在第三产业。第一产业就业比重下降较大的阶段为1980年代中期，1990年代前期和2002年之后。伴随农业部门就业比重的单调下降，非农部门就业比重快速上升，特别是第三产业——1996年第三产业就业人数首次超过第二产业，使非农就业比重接近50％，人数与农业就业人数相当。
图1 第一、第二、第三产业就业比重
资料来源：历年《中国统计年鉴》和《新中国五十五年统计资料汇编》。下同。
劳动力在产业部门间配置的动态特征可通过构造劳动力跨部门配置效应指数说明。
参照Syrquin(1986)的做法，总产出表示为部门产出之和：
该指标不但包含了三次产业就业比重变化，而且包含了劳动力在各产业间配置的效率。例如，如果第三产业的生产率低于第二产业，劳动力的非农转移进入第二产业对指数的贡献就相对大一些。而通常使用的非农就业比重等劳动力转移指标并不能涵盖第二、第三产业间的差异。.
使用各部门GDP可计算出各省、直辖市、自治区从1979-2005年各年的劳动力配置效应指数。图2给出了LAE各年均值，同时给出了各次产业构成。
图2 劳动力配置效应(LAE)及其产业构成
由图2可见，劳动力配置效应较低的情况出现在1980年代与1990年代交替期间，1990年代与2000年代交替期间，劳动力配置效应为负的年份分别为1989年、1990年，1997-1999年和2001年。具体到各次产业，第一产业的贡献几乎全部为负，第二产业的贡献有8年为负，其余各年为正，第三产业的贡献全部为正，各部门的贡献与各部门就业比重走势吻合。由于第二、三产业GDP比重持续增加，LAE的数值越来越取决于第二、三产业就业比重。劳动力配置效应较低的两个时间段第一产业就业比重下降较慢，也即第二、三次产业就业比重增加较慢。因此，劳动力配置效应与第一产业就业比重增长呈镜像关系，而与第二、三产业走势同向。
接下来对LAE作一些分解。虽然我国改革开放以渐进性为标志，宏观经济的阶段性特征仍然十分显著，其中最重要的政策导向调整在1990年代初期，此时中国的改革开放由局部改革进入全面和快速的市场化阶段。因此我们以1991年为界，以1978-1990为第一阶段，1991-2005年为第二阶段，计算两个阶段各省、市、自治区劳动力配置效应的平均值，结果见表1。
从全国整体上看，第一阶段LAE高于第二阶段，这表明第一阶段劳动力转移增速较快，第二阶段转移增速较慢。第二阶段相对较低的转移速度可能与1998年亚洲金融危机影响有关，转移到非农产业，特别是第二产业的速度出现较大下降。第二产业就业比重出现连续7年的负增长，使得第三产业从1996年开始取代第二产业位置后一直成为劳动力转移的第一渠道。另一方面，第一阶段东、中、西部地区劳动力配置效应差距不大，第二阶段出现分化，西部地区劳动力配置效应大幅度提高，东、中部地区均显著下降。这说明西部地区在第二阶段劳动力转移速度加快，而东、中部地区转移速度放慢。
还可从构成因素对LAE进行分解。按固定产业比重计算的LAE值可看作劳动力转移贡献的份额。产业比重第一阶段以1978年为基准、第二阶段以1991年为基准。用劳动力配置效应指数的均值减去按固定产业比重计算的对应均值即可得到产业比重变化在LAE中的份额，计算结果见表2。第二阶段产业比重变动在劳动力配置效应指数中的份额由4.6％(=0.0007/0.0156)提高到31.0％(=0.0043/0.0138)。这意味着样本第二阶段部门不平衡发展加剧，劳动力配置效应更多地取决于部门间产业比重变动。
二、劳动力流动的收入分配效应：参数估计
1.模型
作为人类生产活动的核心要素，劳动力对经济发展的作用不言而喻。劳动力不但创造越来越多的产品，也创造越来越新、越来越细的产业部门。社会分工与产业分化是合二为一互为因果的同一过程。随着传统产业逐步被现代产业取代，劳动力就会从传统部门源源不断释放并流入现代部门。正因为如此，劳动力从传统部门(如农业)向现代部门(如工业)转移成为发展经济学的核心论题。随着现代工业的兴起，工业部门劳动力回报高于农业部门，工业部门对劳动力的需求呈上升趋势，农业部门劳动力就会选择外流进入工业部门谋求自身利益最大化。随着工业部门资本积累的增加，部门规模不断发展壮大，经济总量和国民收入随之提高。这正是经典发展经济学理论的基本逻辑，可用图示说明如下(见图3)。
图3 农村和城镇劳动力市场供需
上述分析是将劳动力市场，同时也是将整个经济分成两个对立和依赖的部门来进行，两部门融合使经济从量变到质变是二元经济理论的核心论题。Lewis(1954)模型集中分析并特别强调城市工业部门扩张对剩余劳动力的吸收作用。而Ranis和Fei(1961)在Lewis模型的基础上同时指出农业部门发展的意义，认为工业和农业两个部门必须保持一定的平衡，否则农业部门不能提供工业部门所需的劳动力剩余和农业产品剩余，而且农业部门收入也会下降。可见，工业和农业部门受到劳动力转移的冲击是不同的，甚至是反向的，而这将以某种方式传导到居民收入上来。
而在宏观视角上，Kuznets(1955)对经济发展阶段收入分配不均等提出了一个著名假设：在经济发展初期，收入差距呈倒U形变化，先扩大后缩小。由于劳动力收入是国民收入的主要部分，而经济发展在初期往往与劳动力跨部门转移是同一过程，可以推断收入差距与劳动力转移密不可分。一般认为收入差距先扩大是由于具备转移条件的农村较高收入人员先转移，收入差距后缩小是劳动力转移最终产生了良好的收入均等化作用，特别是农村低收入人群的收入水平在后来由于人均资本的增加而得到了提高。可见，收入差距问题必须结合经济发展阶段做动态考察。
在实证方面，如本文引言部分所述，大量研究支持劳动力转移对整体经济增长、部门经济增长和家庭收入均具有促进作用(刘秀梅、田维明，2005；蔡昉、王德文，1999；李实，1999；Wang、Kalirajan，2002；Zhao，1999)。然而，部门和居民收入差距却是一个相对的概念，只有当部门之间在增长速度上比较相当甚至收敛才能确保居民收入差距缩小。
接下来计量分析我国劳动力转移的收入分配效应，考察劳动力跨部门转移是否对收入差距产生了均等化作用。根据上述分析，计量模型将结合产业部门的不平衡发展及经济发展阶段等层面。
借鉴王小鲁、樊纲(2005)的实证模型，我们设定如下两个方程：
本文使用面板数据模型，其显著优势是可有效排除非时变因素影响，使得引入较少变量即可获得参数的有效估计。
2.变量和数据
除了上文讨论的重要变量——劳动力配置效应，其余变量说明如下：
(1)生产率。生产率由GDP除以就业人数得到，其中GDP经GDP平减指数折算。图4反映了各部门生产率的相对大小，第一产业生产率取1。第一、二、三产业劳动生产率差距是相当显著的，但1990年之前生产率差距的变化趋势是持续缩小，从1991年开始，第二产业生产率与第一产业生产率的差距则是持续扩大。Lin(1992)指出，改革初期的1978-1984年，农业增长的主要因素是家庭联产承包责任制的推行和国家收购价格的提高，1985-1987年，由于收购价格下降劳动力转移迅速增加，使农业总产值降低了2.95％。但由于农业总产值下降大大低于农业劳动力下降幅度，劳动力转移实际上还是成为了农业生产率提高的因素。
图4 各部门相对生产率(第一产业为1，1978-2005年)
通过各部门生产率增长率可更加清楚地看出产业部门间的差距(见图5)。
图5 各次产业生产率增长率对比(1979-2005年)
由图5，从1991年开始，第一产业生产率增长率也持续低于第二产业，第三产业生产率增长从1985年即已超过第一产业。可见，部门间生产率水平和生产率增长率都存在差距，差距的存在可成为劳动力跨部门转移的重要推动力量，而通过劳动力流动和再配置则可能使部门生产率差距缩小。
(2)收入差距。收入差距层面很多且互相交错，但一个重要的共识是，城乡差距在各种收入差距中占据突出位置(Lin等，2004)。其他差距往往与城乡差距紧密相连。本文以城乡收入差距作为收入差距变量。
城乡收入差距用城镇居民人均可支配收入除以农村居民人均纯收入得到。图6给出了各年均值。用省级数据计算的城乡收入差距与惯常使用的全国时间序列计算的城乡收入差距在数值上存在分歧，但趋势是完全一致的。样本第一阶段中1978-1983年收入差距持续缩小，1984-1990年收入差距逐渐扩大，但收入差距保持在较低水平，至1990年收入差距仅为2.13。样本第二阶段除了1995-1998年出现短暂收入差距缩小，收入差距持续扩大，最后到2004年才开始变得比较平稳。
图6 城乡收入差距(1978-2005年)
值得注意的是，西部地区在样本的第二阶段，收入差距发生了不成比例的过度扩大，成为该阶段收入差距扩大的主要构成部分(见表3)。西部地区城乡收入差距1991-2005年为3.52倍，大大超过其他地区。
3.参数估计
根据式(5)和式(6)，我们做了两组回归估计：含虚拟变量和不含虚拟变量。使用时间虚拟变量在本文的特殊意义是本文数据时期跨度较长，几乎与截面单元数相等，数据的时间波动较大，平稳性问题较严重，通过虚拟变量的使用，可以在一定程度上克服数据结构的缺点，减小平稳性影响。本文使用虚拟变量还在于将改革开放不同时期的变量关系进行对比分析，使我们在不使用外部标准(如经济发展水平相当的参照国)的情况下达到评价目的。虚拟变量的使用除了上文中数据观察的原因还通过对模型结构变化检验得到确认。我们用各年均值的时间序列进行邹至庄断点检验(Chow Breakpoint Test)，检验方程中使用了各部门生产率和LAE做解释变量，结果表明从1985-1997年之间存在断点，我们最终选择该区间的中间点1991年为阶段划分点(见表4)。我们的阶段划分与Yao等(2005)一致，该文表明人均GDP和人均农业GDP在1992和1991年开始发散；也与Lin等(2004)一致，该文指出城乡收入差距在1990年之后急剧扩大。
面板数据模型的优势在于控制截面和时期影响，而且可有效消除非时变的遗漏变量的作用，为计量分析带来极大方便。在模型设定方面，可通过Hausman检验确定截面或时期效应形式，即FE或RE。本文检验支持截面固定效应，因此，采用截面固定效应模型。模型还使用一阶自回归AR(1)项以消除自相关影响。我们也分阶段估计了模型，结果与虚拟变量方法差别不大，因此只报告全样本估计结果(见表5)。虚拟变量1990年之前取1，1991年之后取0。同时还使用了LAE与虚拟变量的交互项，但并不使用各部门生产率与虚拟变量的交互，主要由于它们在统计上不显著。为了尽量消除可能存在的多重共线性影响，我们还使用了各主要变量的对数值，结果没有实质区别，表明估计具有较好的稳健性。实际上，尽管LAE与总生产率增长率线性相关，但与总生产率和部门生产率本身并没有确定的相关性。换言之，可以认为解释变量间不存在明显的多重共线性。除去缺失值，样本总观测数为725个。
根据表5显示的计量结果，在模型1中，生产率的系数符合预期，一次项为正，二次项为负。说明在我国经济发展过程中，收入差距有一个扩大的过程，但扩大的速度会递减。因此本研究支持倒U假说。计算出倒U顶点的劳动生产率是2005年均值的3.37(模型1a)和3.36倍(模型1b)。在模型2中，三次产业的回归系数符号均符合预期，第一产业生产率的系数为负，第二、三产业生产率的系数为正。在所有回归模型中，劳动力配置效应指数的系数均为正(在模型1a中不显著)，但结合交叉项系数可知，劳动力配置效应的系数实际上在样本第一阶段为负，第二阶段为正，而且在所有含交叉项的三个模型中(模型1b，模型2b和模型2d)均是如此。这一计量结果意味着在第一阶段劳动力转移促使收入差距缩小，而第二阶段则相反。
三、结论
根据计量分析结果，得出如下几点结论：
第一，劳动力转移的收入均等化作用在样本第二阶段，即我国经济开始全面进入市场化后发生下降。
第二，收入均等化作用降低的原因可能与部门间生产率差距扩大有关——在样本第二阶段，生产率差距已成为劳动力配置效应指数的更具决定意义的因素，而生产率差距一方面可能推动劳动力转移，另一方面却会较直接地拉大城乡收入差距。
第三，收入均等化作用降低的原因还可能与西部地区的劳动力转移的低收入分配效应密切相关——正是由于西部地区在样本第二阶段劳动力转移和收入差距的同时加快和扩大，才导致了整个样本，即我国整体经济在该阶段显示出这一特征。
第四，收入均等化作用降低的原因可能与第二产业在劳动力配置中的潜在作用没有充分发挥有关——在样本第二阶段第二产业对劳动力转移的吸纳作用进一步减弱，劳动力转移的主要途径是第三产业，这会迫使劳动力转移选择生产率相对较低的第三产业，相对降低了配置效率，造成部门生产率差距和收入差距扩大。
由以上分析可知，在考察劳动力对收入差距的作用的时候，有必要结合各部门生产率差距去判断，才能得到更全面、更准确的结论，只从收入差距与经济整体发展的关系难以发现部门发展差距的作用。在收入差距分析中，部门发展差距总是具有决定性意义，劳动力转移对收入差距的作用往往会通过引起部门间的平衡或不平衡发展体现出来，因此在分析劳动力转移的收入分配效应的时候，必须关注在部门就业比重变化过程中实际发生的产业结构及部门收入变化。计量分析结果对认识改革开放后一阶段出现的劳动力转移规模与收入差距同时扩大提供了有益的线索：劳动力转移虽然对整体经济产生了积极的推动，但是由于部门发展的不平衡，收入差距反而出现扩大。
经过30年改革开放，我国正进入由比较注重量的方面到更加注重质的方面的调整，其中收入分配均等化水平提高是未来若干年努力的重要目标。劳动力转移是否能成为收入分配均等的促进因素是值得总结和探讨的重要问题。我们认为，在推动劳动力跨部门转移的同时，抓住农村人力资本投资、物质资本投资和产业发展等环节，努力提高农业和农村劳动生产率；控制好非农产业，特别是第二产业的劳动力密集度、增强其就业吸纳能力；同时致力于消除城乡分割的就业和分配体制，并加大对西部地区和低转移能力人群的扶助是破解我国城乡收入差距随劳动力转移而扩大这一难题的迫切要求。
注释：
①由于国家统计局未发布2006年分地区按三次产业划分的劳动力就业数据，本文实证取样截至2005年。权宜之计是借助插入法增补2006年就业数据，但本文未做此尝试。
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