中国经济增长中的劳动结构效应，本文主要内容关键词为：效应论文,中国经济增长论文,结构论文，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
劳动结构变动对经济增长贡献问题，即劳动结构效应，已成为广为关注的研究课题。张保法(1997)把结构变动因素纳入新古典经济增长方程，证明了劳动结构变动是全要素生产率(TFP)的一个组成部分。潘文卿(1999)、胡永泰(1998)、蔡昉、王德文(1999)估算了我国劳动结构变动对经济增长的贡献，即劳动结构效应的大小，发现劳动结构效应是我国经济增长的重要源泉，对TFP增长的贡献达37-54%。但现有的这些研究还存在如下不足或有待改进的地方：
这些经验分析多数集中于劳动从农业部门向非农业部门流动对经济增长的贡献（胡永泰，1998；潘文卿，1999）。这种劳动结构划分难免粗糙，而且不够全面，如果能够估算三次产业间、区域间的劳动结构变动对我国经济增长的贡献，就可能比较全面地考察我国的劳动结构效应。
而且，现有的经验分析几乎都集中于劳动结构效应的大小上，并未考察其变动趋势，特别是随着劳动结构的调整以及人均收入的增加，劳动结构效应的变动趋势，也未对这种变化做出合理的解释。（注：胡永泰(1998)在经验分析中发现了劳动结构效应的下降趋势，但认为官方数据有问题，并未进行深入的分析。）钱纳里等人(1995)发现了劳动结构效应随着人均收入的增加呈倒"U"型变动，但也没有解释其背后的原因。
本文尝试就这些不足之处展开讨论，着重考察我国劳动结构效应的变动趋势。在第二部分，我们构造了一个简单的劳动结构调整模型，揭示了劳动结构效应的源泉，证明在劳动结构调整过程中，边际劳动结构效应递减；总劳动结构效应呈倒"U"型。第三部分具体分析我国的劳动结构效应。首先按Solow(1957)构造技术序列的方法构造总劳动结构效应的序列，在此基础上展开经验分析，分析结果支持劳动结构调整模型；我们在研究中发现，在计算劳动结构效应时，按三次产业划分劳动结构，其计算结果更精确些。第四部分是劳动结构调整模型的简单应用，分析劳动结构效应在经济增长中的变动趋势，发现我国的劳动结构效应在经济增长中亦呈倒"U"型，而且从国际比较看，该变动趋势与劳动结构效应的一般变动趋势一致。劳动结构调整模型从理论上解释了该变动趋势。第五部分为结论，总结了劳动结构变动与经济增长的关系，并指出进一步研究的方向。
二、劳动结构调整模型
假设经济由一个社会计划者(social planner)和两个部门组成，生产要素是同质的劳动，单位化为1，由社会计划者在两个部门间配置劳动。两部门的生产函数是：
Q[,1]=f[,1](l),Q[,2]=f[,2](l)
f[1](·)＞0,f[2](·)＜0
(1)
式中0≤l≤1，可视为该部门的劳动比重。显然，当劳动最优配置时，两部门的劳动边际产出相等。不妨设劳动边际生产出相等时，劳动结构为l[e]:(1-l[e])。当然，这是最优的劳动结构，见图1。
图1 劳动结构调整
在图1中，横轴表示1单位劳动，其中部门一的劳动度量是从左到右；部门二的劳动度量是从右到左。纵轴表示产出。劳动的边际产出曲线向下倾斜。
假定初始劳动结构为l:(1-l)，相应的部门一的劳动边际产出大于部门二的劳动边际产出，即MP[,t1]＞MP[,t2]。该假定的依据是，经济未必总处于最优状态，特别是在发展中国家，没有理由认为劳动已实现了最优配置。就我国而言，更是如此。我国第一产业的劳动边际产出低于第二、三产业的劳动边际产出，Chow(1993)发现，1978年我国劳动边际产出价值分别为，农业63元，工业1027元，建筑业452元，交通运输业739元，商业1809元。因此，在我国，即使不增加生产要素的投入，仅改变劳动结构，也能增加总产出。结构增长主义把这种效应称之为劳动结构效应或劳动再配置效应。
在考察劳动结构效应时，我们应区分总劳动结构效应(TRE)和边际劳动结构效应(MRE)。总劳动结构效应是，给定劳动投入量，社会计划者调整一定单位的劳动结构对经济增长或总产出的贡献；边际劳动结构效应是，给定劳动投入量，社会计划者每调整一单位劳动结构对经济增长或总产出的贡献。本文之所以区分这两个概念，是因为考察总劳动结构效应可知劳动结构变动对经济增长贡献的大小；考察边际结构效应可知劳动结构变动对经济增长贡献的变动趋势。目前，国内的一些学者在分析劳动结构效应时往往只注重总劳动结构效应，而忽视了变化趋势。
社会计划者在给定劳动投入的情况下，调整劳动结构，即增加部门一的劳动比重，降低部门二的劳动比重（如图1所示），其目标是总劳动结构效应最大。由总劳动结构效应的定义，得：
TRE=(f[,1](l+s)+f[,2](1-(l+s))-(f[,1](l)+f[,2](1-l)) (2)
式中，0≤s≤(1-l)，表示劳动结构调整程度或力度。社会计划者无法控制初始劳动结构，但能控制劳动结构的调整力度，因此，对社会计划者而言，TRE是s的函数，即：
最大化问题的一阶必要条件是：
f[1,1](l+s[*])=f[1,2](1-(l+s[*]))
(3)
式(3)的经济含义是直观的。当总劳动结构效应最大时，两部门的劳动边际产出相等。这时劳动结构为(l+s[*]):(1-l-s[*])。我们已假定，劳动边际产出相等时，劳动结构为l[e]:(1-l[e])。因此，最优的劳动结构调整力度为：
s[*]=l[e]-l(4)
式(4)与我们的直观判断一致，最优的劳动结构调整力度等于最优的劳动结构与初始劳动结构的差。而且，该式还揭示了，当最优劳动结构一定时，初始劳动结构失衡越严重，即l越小，s[*]越大。从这种意义上说，最优劳动结构调整力度的大小反映了劳动结构的失衡程度。
现在考察总劳动结构效应在调整过程中的变动趋势，即边际劳动结构效应的性质。对式(2a)分别求一阶、二阶导数，得：
由式(5)可推出下述结论：
在劳动结构调整过程中，边际劳动结构效应等于部门间劳动边际产出的差，是劳动结构调整力度的减函数，即总劳动结构效应是劳动结构调整力度的凹函数（证明过程见附录）。
这说明在劳动结构调整过程中，即在劳动从部门一向部门二转移的过程中，总劳动结构效应随着劳动结构调整而增加，但增加量越来越小；当劳动结构调整力度为s[*]时，总劳动结构效应最大，这时如果再调整劳动结构，总劳动结构效应则会下降，阻碍经济增长。在本文，我们把总劳动结构效应的这种变动趋势称之为倒"U"变动。
我们的模型虽简单，但确指出了现有劳动结构效应文献的不足之处。现有的经验分析集中在考察我国劳动结构效应的大小上，而忽视总劳动结构效应的变化趋势，所以，即使采用相同的计算方法、相同的劳动结构划分，也会因为考察期间内劳动结构调整力度的不同而使最终测算结果因人而异。一些学者仅仅根据劳动结构效应的大小就提出相应的政策建议，忽视了劳动结构效应的倒"U"变动趋势，其政策建议难免有失偏颇。
我们知道，劳动结构调整是一个缓慢的过程。关于劳动结构变动的原因，至少有三种假说。
第一种是收入说，以恩格尔定律为基础，认为随着人均收入的增加，劳动在三次产业间的分布将首先从第一产业流向第二产业，然后流向第三产业。该演变趋势被称之为配第－克拉克定理，后来库滋涅茨等人用发达国家的数据、钱纳里等人用多国数据论证了该定理。（注：Yang和Borland(1991)认为，人均收入增加是劳动结构变动（劳动分工演进）的结果，而不是相反。）而且，发展经济、增加非农就业机会，一直是发展经济学家、经济政策制定者所关注的焦点(Lewis,1954)。
第二种是贸易说，以随着资本和劳动技能的积累而产生的比较优势变化为基础。较有代表性的是克鲁格(1995)的工作，她从理论上和经验上分析了发展中国家贸易与就业的关系，指出出口促进型的贸易模式提高了整个经济的非农就业水平，为就业结构转变创造了条件。
第三种是技术说，涉及加工产品对原材料的替代，即制成品的中间需求迅速增加。就我国而言，收入说、贸易说较好地解释了改革开放20年来劳动结构在产业间、区域间的变动（舒元，1992；林毅夫等，1996）。同时，t[e]:(1-l[e])在现实中未必是可实现的均衡。由于我们假定存在一个社会计划者，在我们的简单模型中，该均衡可实现。在现实中，调整劳动结构是有成本的，而且劳动从一个部门流向另一个部门时，还存在失业的可能，因此最终实现的均衡结构可能不是l[e]:(1-l[e])。托达罗模型(Todaro,1969)就描述了这种情况。
三、劳动结构效应的经验分析
（一）我国劳动结构变动现状
我国劳动结构变化较大，但劳动力主要是从第一产业转向第三产业。从整体看，1978-1998年，我国的劳动结构变动系数为45.3个百分点，（注：劳动结构变动系数为∑∑｜sl[,i](t)-sl[,i](t-l)｜，sl[,i]表示第i部门的劳动比重。郭克莎(1999)采用类似的办法衡量了我国产业结构的变动趋势。）平均每年变动2.2个百分点。具体而言，第一产业的就业比重下降了20.7个百分点，平均每年下降0.99个百分点；第二产业的就业比重上升了6.2个百分点，平均每年上升0.3个百分点；第三产业的就业比重上升了11.3个百分点，平均每年上升0.54个百分点。这意味着我国的劳动主要是向第三产业转移。
分段来看，劳动结构变动呈先快后慢，最后加速的趋势，第三产业逐渐成为吸纳就业的主渠道。1978-1985年，结构变动较大，劳动向第二、三产业转移。劳动结构变动系数为16.6个百分点，年均变动2.08个百分点。第一产业的就业比重逐年下降，降幅为8.1个百分点；第二、三产业的就业比重逐年上升，升幅分别为3.5个百分点和4.6个百分点。1986-1990年，结构变化不大，第三产业成为就业转移的主渠道。结构变动系数为5个百分点，年均变动1个百分点。第一产业的就业比重几乎没什么变化，仅下降了0.8个百分点；第二产业的就业吸纳能力大幅下降，就业比重呈下降趋势，降幅为0.5个百分点，而且1989年，就业人数绝对下降；第三产业的就业比重保持了逐年上升的趋势，升幅为1.3个百分点，上升的速度放慢，但是第三产业的年新增就业量从1987年起超过了第二产业，成为吸纳就业的主渠道。造成第二产业的就业比重异常变动的可能原因是，在该期间，我国的宏观经济环境恶化，既经历了较为严重的通货膨胀，又面临市场“疲软”的难题。1991-1998年，就业结构变动加速，第三产业保持了吸纳就业主渠道的地位。结构变动系数为20.2个百分点，年均变动2.53个百分点。第一产业的就业比重大幅下降，降幅为9.9个百分点，年均下降1.24个百分点，而且从1992年起，第一产业的就业人数绝对下降；（注：多国模型揭示，人均收入达到1000美元后，农业中的就业人数开始绝对下降。）第二产业的就业比重缓慢上升，升幅为2.1百分点，年均上升0.58个百分点；第三产业的就业比重大幅上升，升幅为7.8个百分点，年均上升0.98个百分点，而且在1993-1996年间，第三产业的年新增就业人数均在1000万人以上。
（二）总劳动结构效应的时间序列
我们分三种情况考察我国的劳动结构效应，即分别测算了三次产业间、农业非农业部门间及区域间的劳动结构变动对经济增长的贡献。在测算区域间劳动效应时，只收集到1990年后的各省数据。为了能反映改革开放以来区域间劳动结构变动，我们把我国的省份分为广东省和非广东省，这样既解决了数据来源问题又能揭示“孔雀东南飞”对我国经济增长的贡献。
在测算劳动结构效应时，采取统一的计算方法：（注：由于篇幅原因，这里没有列出方程式的证明过程，只引用了证明结论。）
g[,s]=g[,y]-g[,t]-∑s[,yi]g[,pi]
(6)
其中g[,s]、g[,t]、g[,p]和g[,y]分别为劳动结构效应、劳动、劳动生产力的增长率和经济增长率，s[,yi]为第i部门的产出比重。该式的经济含义是，劳动结构效应的增长率等于经济增长率减去劳动增长率以及各部门劳动生产率增长率的加权平均数的差。钱纳里等(1995)给出了劳动结构效应计算方法的另一种等价形式：劳动结构效应的增长率等于总劳动产生率增长率与各部门劳动生产率增长率加权平均数的差。潘文卿(1999)证明了该式的一个特例，即把经济划分为农业非农业部门时劳动结构效应的计算方程式，并测算了我国的劳动结构效应。
采用Solow(1957)构造技术时间序列A(t)的方法，构造总劳动结构效应的时间序列。令TRE(1978)=1，并利用TRE(t+1)=TRE(t)×(1+gs)的事实，我们就可以把总劳动结构效应TRE(t)时间序列重新组织，结果见图2。
图2劳动结构效应
说明：itre1、itre2、itre3分别为三次产业、农业非农业部门、区域的总劳动结构效应。
资料来源：《中国统计年鉴》(1999)第58页、第134页；《中国劳动统计年鉴》(1997)第9页；《广东省统计年鉴》(1999)。
由图2可知总劳动结构效应的变动趋势：开始时迅速上升，上升到一定高度后，缓慢上升。图2还揭示了一个有趣的问题：劳动结构效应可能因劳动结构划分而异。可能的解释是，我们忽视了部门内部的劳动结构变动。以三次产业和农业非农业部门为例。在我国，劳动主要是向第三产业转移，进入90年代，这种趋势更加明显。由图3可知，在80年代特别是在80年代早期，三次产业的劳动生产率变化不大；而且在该阶段第二、三产业的就业比重升幅也差不多。这时把非农业部门分为两个部分还是一个部门，影响不大，即三部门的劳动结构效应与两部门的结构效应差不多（见图2）。进入90年代，第三产业的劳动生产率变化不大，第二产业的劳动生产率迅速上升，非农业部门的劳动生产率随之上升（见图3）。结果第三产业的劳动生产率与非农业部门的劳动生产率之间的差距呈扩大趋势。但是90年代第三产业是劳动转移的主渠道。这意味着，在农业非农业两部门划分中，劳动向生产率高的非农业部门转移，在三次产业划分中，劳动是向生产率相对低的第三产业转移。不言而喻，农业非农业部门的劳动结构效应大于三次产业的劳动结构效应（见图2）。但后者显然更精确些。
图3劳动生产率趋势图
说明：Pi为第i次产业的劳动生产率；P[,23]为非农业部门的劳动生产率。
（三）总劳动结构效应的态势分析
经验分析支持劳动结构调整模型的结论：边际劳动结构效应递减；总劳动结构效应呈倒"U"。
在回归方程中，iTRE1、iTRE2、iTRE3和stru、strug分别为三次产业、农业非农业部门、区域的总劳动结构效应及其相应的劳动结构变动系数。回归方程T值、F值显著，拟合度尚好。从回归结果看，劳动结构每调整一单位，三次产业的劳动结构效应为(1.04-2.24stru)，在一定条件下大于0，而且随着stru的上升，劳动结构效应越来越小，即边际劳动结构效应递减(-2.24＜0)；农业非农业部门的劳动结构效应为(0.985-1.14TREstru)，在一定条件下亦大于0，而且边际劳动结构效应也递减，只是下降的速度较慢(1.14＜2.24)；区域间的劳动结构效应是(2.34-106.1strug)，在一定条件下亦大于0；边际劳动结构效应亦递减(-106.1＜0)，而且递减的速度最快。
回归模型还揭示了我国仍要大力调整产业间的劳动结构。依据回归方程，我们计算了最优劳动结构变动系数，即当总劳动结构效应最大或边际劳动结构效应为0时的劳动结构变动系数。三次产业及两部门的劳动结构变动系数分别为0.464和0.864。到1998年，我国劳动结构系数为0.457，与最优劳动结构系数还有一定距离。因此，我们有必要加大劳动结构调整力度，以实现总劳动结构效应最大。当然，现在调整劳动结构对经济增长的贡献较小。但就区域间的劳动结构而言，依据回归方程，最优劳动结构系数为0.022，在1992年左右就实现了最优。这从一个侧面反映了我国区域间的劳动结构变动可能快于产业间的劳动结构变动。
四、劳动结构调整模型的简单应用
我们从国际比较的角度考察劳动结构效应在经济增长（用实际人均收入表示）的变动趋势。
（一）总劳动结构效应在经济增长中的变动趋势
由上述分析可知，经济增长为劳动结构调整创造了条件，反过来，劳动结构变动又促进了经济增长。下面我们着重考察我国总劳动结构效应在经济增长中的变动趋势。
在方程中，y为我国的实际人均收入，T值、F值显著，拟合度尚好。三个回归方程都揭示了：随着实际人均收入增加，总劳动结构效应增加，但增量越来越小，即总劳动结构效应在经济增长中呈倒"U"型。考虑到解释变量和被解释变量的数量极相差太悬殊，我们采用了Chenery(1975)在多国分析中所用的对数形式。
在方程中，T值、F值显著，拟合度尚好。从回归结果看，总劳动结构效应呈现出同样的变动趋势。三次产业、农业非农业部门、区域间的总劳动结构效应的收入弹性分别为(1.39-0.18logy)、(0.93-0.112logy)、(0.11-0.012logy)，在一定条件下大于0，随着人均收入的增加而下降，而下降的速度依次递减。
（二）劳动结构效应的国际比较
我国劳动结构效应的变动趋势与劳动结构效应的一般变动趋势一致。下表列出了国际上有代表性的研究成果，它揭示了劳动结构效应的一般变动趋势或平均变动模式：随着人均收入的增加，劳动结构效应先升后降，呈倒"U"型变动。我们经验分析发现，我国的总劳动结构效应在经济增长中亦呈先升后降的倒"U"型变动，只是我国产业间的总劳动结构效应仍处于上升阶段，未达到其最大值。
钱纳里等人虽然发现了劳动结构效应在经济增长中呈倒"U"型变动，但并未深入地考察其背后的原因。劳动结调整模型可能提供了一种理论上的解释。以产业间的劳动结构效应为例，由于各种原因，初始劳动结构并不处于最优状态，收入理论揭示了劳动结构随收入增加而调整，劳动结构变动促进了经济增长。本文发现，总劳动结构效应在劳动结构调整过程中呈现先升后降的倒"U"型变动。因此，当我们直接考察劳动结构效应在经济增长中的变动趋势时，劳动结构效应自然呈现先升后降的倒"U"变动态势。
五、结论
本文构造了一个简单的劳动结构调整模型，发现在劳动结构调整中，边际劳动结构效应递减，总劳动结构效应呈倒"U"变动。经验分析支持劳动结构调整模型。
劳动结构效应的一般变动趋势
说明：TREa计算方法同胡永泰(1998)，是劳动结构变动对经济增长的贡献；TREb计算方法同式(6)，是劳动结构变动对劳动生产率的贡献。
数据来源：钱纳里等(1995)第346页，人均收入为1970美元。
经验分析还发现，产业间的总劳动结构效应还未达到其最大值，区域间（广东省与非广东省）的总劳动结构效应已达到了其最大值，这意味着我国有必要进一步调整产业间的劳动结构。
另外劳动结构效应可能因劳动结构划分、考察期间劳动结构调整力度而异，这为劳动结构效应的不同估算值提供了一个脚注。这也是本文强调分析劳动结构效应变动趋势的重要原因，毕竟总劳动结构效应的变动趋势不因劳动结构划分而异，都呈倒"U"型变动，而且只有把握了总劳动结构效应的变动趋势才有可能提出合理的政策建议。
最后，本文隐含地指出了劳动结构变动与经济增长的关系：劳动结构随经济增长而变动，反过来，劳动结构变动又促进了经济增长。只是由于边际劳动结构效应递减，总劳动结构效应在经济增长中呈倒"U"型变动。多国模型的经验分析结果和我国数据的经验分析结果都支持该结论。
为使模型简单化，我们在劳动结构调整模型中未考虑资本因素，显然引入资本因素更接近现实。在经验分析中，由于客观原因，我们没有考虑剩余劳动力或冗员的影响，其实这也是劳动结构效应文献的一个“通病”。如何弥补这些不足之处还有待进一步研究。
附录：凹函数结论的证明。
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