经济增长、产业结构与劳动力转移

万　方数据・２０・《数量经济技术经济研究》２００５年第９期并没有急速下降。龚玉泉、袁志刚（２００２）认为，技术进步并不能解释我国经济增长与就业增长之间的非一致性，而应解释为对传统体制中冗员的充分利用。陈安平、李勋来（２００４）通过计量模型分析了经济增长与有效劳动之间的数量关系，证明了经济增长带动有效就业量的增长。蔡防等（２００４）通过研究城镇的ＧＤＰ增长与城镇就业总量之间的关系，发现城镇中的就业增长弹性并没有急剧下降，他认为经济增长与就业增长的不相关，只是由于农村剩余劳动力的存在从而没有带来显性的就业。笔者以为，在现有的中国经济环境下，隐性失业是研究失业不可忽略的问题，名义的经济增长就业弹性下降只能说明经济增长没有带来显性的就业增长。如果从实际有效劳动的增长来看，我国经济增长与就业增长之间应当存在较为显著的正相关性。而导致这种表面上不相关的关键原因在于农村中大量隐性失业的存在。在我国现行的统计口径中，将所有参与农业劳动的个人都视为就业，而没有考虑到劳力的参与率问题，这导致了农村的农业部门中存在着严重的隐性失业，农村的这部分隐性失业人员成为了劳动力供求的蓄水池。因此，我们认为要研究经济增长与就业增长的关系，就必须从就业结构人手，通过分析农村隐性失业人员劳动力转移规模来客观地反映经济增长所带来的就业需求的变动。与其他研究不同的是，本文试图从就业的产业间分布结构及其变迁来考察经济增长、产业结构与劳动力转移等问题。一、二元经济体制下的劳动力产业间转移理论当前理论界对于我国劳动力分布的研究主要集中在城乡之间的劳动力转移问题上，而分析的基本理论依据是托达罗的二元经济体制下农村劳动力向城市迁移决策和就业概率劳动力流动行业模型，托达罗假定农业劳动者迁入城市的动机主要决定于城乡预期收入差异，差异越大，流入城市的人口越多。用模型表示为：Ｍ一厂（Ｄ）ｄＵ祟＞ｏＬ，上／（１）‘，，、＾，ｒ模型中Ｍ表示从农村转移的劳动力的数量，Ｄ表示城乡预期收入差异，筹＞ｏ表示人口流动是预期收入差异的增函数。农村就业预期收入等于未来某年的实际收入，城镇就业的预期收入则等于未来某年的预期实际收入与在城镇就业概率的乘积。这样城乡预期收入差异可以表示为：Ｄ—Ｖ旷护一Ｖ％（２）式中，ＷＴ表示城市实际工资率，Ｐ表示就业概率，耽表示农村平均收入。托达罗认为，由于城市中也存在着失业，所以农村转移的劳动力并不一定都能在城市中就业。其过程充满风险，风险程度决定于概率的大小，如果将城镇就业概率下降考虑在内，城市与农村的收入差距缩小，农村流入城市后不能就业的风险加大，并由此而导出前述的抑制城市化进程的政策含义。托达罗模型虽然在理论上具有指导意义，但一方面由于在我国农村向城镇转移的劳动力难以监测，使得该模型无法进行计量检验；另一方面该理论没有考虑到劳动力需求方面的影响。同时，根据该模型，我们可以推导均衡状态下一步肌一ｗＴＰ，也就是说，城乡居民的收入差异将由农村转移人口在城镇就业的风险决定，但城镇居民同样存在无法就业的风险，万方数据　经济增长、产业结构与劳动力转移・２１・这就无法解释处于完全竞争中的两个市场主体收入为什么会存在显著差异。因此，我们认为更加合理的分析是加入经济增长对就业需求、人力资本差异、劳动力转移成本等影响因素。我们认为，二元经济体制下的劳动力转移虽然表面上表现为城乡之间劳动力转移，但其实质是经济发展过程中，劳动力由原始产业向新兴产业的转移。体现在第一产业大量劳动力向二、三产业转移。而由于历史及产业本身特征的原因，产业分布的格局是，一产主要分布在农村，二、三产业则相对集中在城镇，从而才表现为城乡之间劳动力的转移。而导致这种转移的根本原因是产业间劳动生产率的差异，这种差异又直接产生了劳动收入的差异，从而成为劳动力转移的内在动力。在二元经济体制下，一般表现为农村居民主要从事一产，而城镇居民从事二、三产。劳动力产出效率的差异，构成城乡收入差异的主要原因。基于以上分析，我们提出了二元经济体制下的基于不同产业结构的劳动力转移模型。由于二元经济体制中，二、三产业主要集中在城镇，劳动力可以较低成本地在二、三产业之间自由流动，从而实现二、三产业劳动生产率的收敛；而一产从业人员由于体制、地理位置、信息及人力资本积累等原因存在较大的转移成本，导致与二、三产业的劳动力生产率长期存在差异，我国三次产业人力资本收益的比较见图１。妪Ｈ露１斗避林图１我国三次产业职工实际平均工资比较图资料来源：历年《中国劳动统计年鉴》和《中国统计年鉴》并用居民消费价格指数调整为可比值。这里我们只是用三次产业的职工工资来反映三次产业从业者的劳动收入情况。其中，由于统计上没有包括农民在内，所以一产职工工资与一产从业者的平均收入有较大差异，但即使这样我们仍然可以从图中比较出三次劳动收入差异。从图中可以看出，二、三产业劳动报酬基本趋同，而一产则与二、三产之间存在较大差异。且由于统计上的原因，以上分析的一产职工实际平均工资的数据是不包含最为广泛的农民在内的，如果将广大农民的一产人均经营收入考虑进去进行加权平均，则一产与二、三产业之间的劳动收入的差异更加显著。基于这一特征，我们在分析二元经济体制下的产业间的劳动力转移中，将同质的二、三产业合并起来视为非农产业进行分析。在本文分析劳动力的产业间转移时，我们假设：①一产集中在农村，而二、三产业同时分布在城镇与农村；②劳动力分布的初始状态是城镇居民从事劳动生产率较高的二、三产业，而农村居民大多数从事一产，少部分在农村从事二、三产；③不考虑技术进步因素的影万　方数据・２２・《数量经济技术经济研究》２００５年第９期《数量经济技术经济研究》２≤≤５年第９期响；④由于劳动生产率的差异，导致一产从业人员逐渐向二、三产业转移，其转移的道路主要有两条：一是到城里找工作，要支付包括交通、．信息等成本，接受培训等成本以及背井离乡的精神成本ｃ１；二是直接在农村的乡镇企业等部门从事非农产业，但由于农村中丰富的乡的精神成本薹！；二是直接在农村的乡镇企业等部门从事非农产业，但由于农村中丰富的劳动力资源的相互竞争降低了农村中二、三产业的劳动平均收入。设农村中从事二、三产业的劳动收入与城镇中从事二、三产业的劳动收入差异为Ｃ２。由于劳动力的自由流动与完全的劳动收入与城镇中从事二、三产业的劳动收入差异为薹ｉ。由于劳动力的自由流动与完全竞争，最终会达到均衡，使Ｃ，一Ｃ２一Ｃ。竞争，最终会达到均衡，使Ｃ，一蓁ｉ—Ｃ。一产部门的劳动力需求函数为：ＬＤ—ｇＤ（ｙＦ）蓁｜一蓥墓（鬟茎）基于技术不变的假设有：（３）掣＞ｏａｙ，７。利润最大化下劳动力的价格等于边际产出：（４）…其中，ＬＤ表示一产劳动力需求量，ｙＦ表示一产产值，矿表示一产劳动力需求函数。其中，辇薹表示一产劳动力需求量，鬟茎表示一产产值，矿表示一产劳动力需求函数。肌一掌其中，ｗＦ表示一产工资水平，ＬＦ表示一产从业人数。其中，ｗＦ表示一产工资水平，主事表示一产从业人数。一产中劳动供给函数为：Ｌ；一９５（ＥＰＦ，朋『Ｐ，Ｖ％）Ｌ；一９５（ＥＰＦ，朋！霎，Ｖ％）（５）（６）（７）ｉ｜ｉ羞＞ｏ，茹＜ｏ，蔫＞ｏ产向二、三产转移的劳动数量，９８表示劳动力供给函数。饼表示一产劳动总供给，ＥＰＦ表示农村经济活动人口总量，ＭＰ表示农村中原本从一饼表示一产劳动总供给，Ｅ雾雩表示农村经济活动人口总量，ＭＰ表示农村中原本从一当劳动力供求平衡时ＬＤ一聪；联立（３）、（６）式，解得均衡状态下的一产就业量为：当劳动力供求平衡时蓁｜一聪；联立（３）、（６）式，解得均衡状态下的一产就业量为：ＬＦ一九Ｆ（ＥＰＦ，脚，】，Ｆ）ＬＦ一九Ｆ（ＥＰＦ，脚，】；薹）根据（４）、（７）式可推导：（８）券＞ｏ，翥＜ｏ，豢＞ｏ同时可求解均衡状态下的一产劳动收入为：（９）ｉ≤ｉＷＦ一砝（ＥＰＦ，脚，ｙＦ）ＷＦ一砝（ＥＰＦ，脚，鬟萋）根据（４）、（７）式可推导：（１０）畿＞ｏ，券＜ｏ，翥＞ｏ同理可推导均衡状态下的二、三产业就业量与工资水平为：（１１）ｉｉｉ）ＬＮ一忍★（ＥＰＮ，脚，ＹｒＮ）ＬＮ一忍★（ＥＰＮ，脚，Ｙｆ三）（１２）糕＞。，翥＞。，裳＞ｏ万方数据　㈣，经济增长、产业结构与劳动力转移・２３・ＷＮ一碥（ＥＰＮ，』馏，ｙＮ）（１４）恶＜ｏ，荔＜ｏ，哿＞ｏⅢ，其中，ＬＮ表示二、三产中均衡的就业量，ＷＮ表示二、三产均衡工资水平，ＥＰＮ表示城镇中经济活动人口总量，ＭＰ表示农村中原本从一产向二、三产转移的劳动数量，ｈ表示二、三产总产出。由于劳动力由一产向二、三产业的转移，使得二者的劳动收入水平最终会趋于均衡，且均衡的条件是：＿Ⅳ一＿Ｆ＋Ｃ（１６）将式（１０）、（１４）代人式（１６），有：脚一Ｊ（ＥＰＦ，ＥＰＮ，ｙＦ，Ｋ，Ｃ）（１７）可以推导出参＜刍％，即均衡状态下，城镇中的就业率要高于农村。这主要是由于劳动力的初始禀赋条件存在差异与产业的地域分布格局不同，从而产生劳动力跨产业转移成本Ｃ所导致的。二、模型推论及实证检验根据以上理论分析，我们以１９７８～２００２年的统计数据对我国二元经济体制下的劳动力产业间转移问题进行实证检验。基于理论模型框架，我们推导出以下几个命题，并试图从统计数据中寻找支持我们推论的经验证据。这里要说明的是，以下实证检验中所有的数据除特别说明外，均来源于历年官方公布的《中国劳动统计年鉴》和《中国统计年鉴》。其中由于１９９０年进行人口普查，使得１９９０年前后有关人口与就业方面的数值不可比，本文中我们根据历年的增长率调整为１９９０年以后的可比值，对于１９９０年增长率的测算则采用了前后两期的加权平均值进行处理。另外，对于所有以货币单位计量的指标，我们使用了居民消费价格指数调整为可比的实际值。命题一劳动力的转移缩小了产业间劳动力收益的差距。根据（１０）和（１４）式，假设产业间劳动力转移前的初始劳动力收益差异为：器一熊舞品Ｗ‰碥（ＥＰＮ，ｙＮ）㈣，“…由于一产的劳动报酬小于二、三产业孵＜ｗ☆，所以有器＜１。根据（１１）和（１５）式，一产向二、三产业转移的劳动力对各产业劳动报酬的影响分别为：器＞ｏ，器＜ｏ从而使转移后的产业间劳动力收益差异髁与转移前的差异器有如下关系：万　方数据万方数据　万　方数据・２６・《数量经济技术经济研究》２００５年第９期这里我们用城乡人均收入比譬近似替代城乡从业者的收人差异挈。ｂ为农村居民人均Ｗ＾７ｊＮ纯收入，ｈ为城镇居民人均可支配收人。产业间劳动收入差异ＷＤ可根据命题一中的（２１）式转化为！基｝进行量化。于是各变量可建立如下的函数关系式：专一＾（ｗＤ㈡托一＾（鬻㈡托利用１９７８～２００３年的经验数据进行统计检验，发现变量专、ＩＤ与Ｌｎ訾（检验中我（３０）们发现该变量用对数形式更具可比性，且方程拟合效果也较好）都存在一阶单位根，由于艿是常数，因此有△Ｌｎ（鬻垆△Ｌｎ（訾ｂ所以我们最后采用了女Ⅱ下形式的回归模型：△专一＾（△Ｌｎ（訾），掣ｈ方程回归结果为：（３１）△每一０．３５０７。×△Ｌｎ（訾）吨６２５１２孙（二８．００４８６）…Ａ（ｔＲ２—０．７２６２ｌ（一３．６４２８２）＊＊＊Ｆ一３１．８７２０９（３２）ＤＷ一１．５０８４３其中，回归中采用了普通最小二乘法估计，括号内为￡统计量；先做了含截距项的回归，发现常数项不显著异于ｏ，于是做了无截距的回归。统计检验结果表明：ｗＤ和专与ｉＤ之间存在显著的负相关，也就是说，农村中一产从业者比重越大，东值就越小，城乡居民平均收入差异就越大；一产与二、三产业劳动收入差异越大，专值就越小，城乡居民平均收入差异就越大。命题二证毕。命题三劳动力的转移规模由劳动力转移成本、城乡的经济活动人口分布和产业间的发展差异决定。根据以上分析我们知道，劳动力转移的根本动力在于产业问劳动收入的差异，因此，劳动力转移规模ＭＰ可表示为：ＭＰ一＾（ＷＤ，Ｃ）其中，ＷＤ表示产业间劳动收入差异，且有：（３３）篇＞ｏ警＜ｏ根据（１０）、（】４）、（２１）式有：（３４）万方数据　万方数据　万方数据　经济增长、产业结构与劳动力转移・２９・（续）年份１９９０１９９１１９９２ＹＦＷＮ１０９９．６７１１６６．５４１２８３．９６１４０７．６１１６０１．４６１６３３．６５１７ｌＯ．２９１８２８．８７２０７５．２１２３４１．７０１年￣】ＰＩＦＩＮ９１５７９１８８９７４５Ｏ．４５４４Ｏ．４１６７Ｏ．３８６９Ｏ．３５７６ｐ岛０．１５６５Ｏ．０２１９０．０３５６Ｏ．０４１３ＧＮＯ．０４３１Ｏ．１６８８Ｏ．２０２５Ｏ．１６４９Ｏ．０９４０Ｏ．０５４５ＥＰＰ２３６５．８７２４１７．７９２５０３．８５２６０７．２８２９１５．２６３１８８．３９３４３３．３４３８９１４３９０９８３８６９９３７６８０３６６２８３５５３０Ｏ．３５４５Ｏ．３４８１Ｏ．３５５００．３７４３２．７８６５２．７１１９２．６４１７２．５７２７１９９３１９９４１９９５１９９６１９９７１９９８１９９９１０９０４１２０８２１３３２９１３６８１１３３６８１２８６９１１７０７１１１４９Ｏ．３４９２０．３６８４Ｏ．３９８０Ｏ．４０５０Ｏ．３９８５Ｏ．３７７６Ｏ．３９１９Ｏ．４０９７０．４００８Ｏ．３８２２Ｏ．３６２９Ｏ．３２８６Ｏ．３０９３Ｏ．１１８１Ｏ．０９３７Ｏ．０７６８２．５０７６２．４４３５２．２８０９２．１３３８１．９９８５１．８７５２３４８２０３４８４０３５１７７３５７６８３６０４３Ｏ．０８６７Ｏ．０９２１Ｏ．０７７４Ｏ．０８３０３４６２．０４３６０６．４７３６６７．２２Ｏ．００８４Ｏ．０４１７Ｏ．０１６８Ｏ．０１６４Ｏ．０５４１Ｏ．０５６９Ｏ．０５４７２０００２００１２００２２００３３７２７．３１３９２８．９４４１５２．３９４３７９．４５２６２７．９９３０２２．２９３４６３．８５３９５１．１９Ｏ．３５８８Ｏ．３４５００．３２１４Ｏ．３０９５Ｏ．１１９９Ｏ．０９１４Ｏ．１０５０１．７６０９１．６５５４１．５５８２３６５１３３６８７０３６５４６９８８８９０３２８６９６０．２７０８Ｏ．２４５０Ｏ．２２９５Ｏ．１２７０１．４６７３注：①所有数据均来源于历年官方公布的《中国劳动统计年鉴》和《中国统计年鉴》；②由于１９９０年进行的人口普查，使得１９９０年前后有关人口与就业方面的数值不可比，本文中我们根据历年的增长率调整为１９９０年以后的可比值，对于１９９０年增长率的测算则采用了前后两期的加权平均值进行处理，表中给出的是调整后的值；③表中所有以货币单位计量的指标，我们使用了居民消费物价指数调整为可比的实际值。参考文献［１］胡鞍刚：《中国就业状况分析》［Ｊ］，《管理世界》１９９７年第３期。［２］周其仁：《机会与能力——中国农村劳动力的就业与流动》［Ｊ］，《管理世界》１９９７年第５期。［３］张车伟、蔡防：《就业弹性的变化趋势研究》［Ｊ］，《中国工业经济》２００２年第５期。［４］邓志旺、蔡晓帆、郑隶华：《就业弹性急剧下降：事实还是假象》［Ｊ］，《人口与经济》２００２年第５期。［５］龚玉泉、袁志刚：《中国经济增长与就业增长的非一致性及其形成机制》［Ｊ］，《经济学动态》２００２年第１０期。［６］陈安平、李勋来：《就业与经济增长关系的经验研究》［Ｊ］，《经济科学》２００４年第１期。［７］蔡畸、都阳、高文书：《就业弹性、自然失业和宏观经济政策——为什么经济增长没有带来显性就业》［Ｊ］，《经济研究》２００４年第９期。［８］托达罗：《第三世界的经济发展》［Ｍ］，中国人民大学出版社，１９９１。９ＵｎｉｔｅｄＮａｔｉｏｎｓＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔＰｒｏｇｒ眦（ＵＮＤＰ），１９９９，ｃ矗ｉ觚Ｈ姗馏规ＤＰ优ｚｏ印瑚，ｚ￡Ｒ已声。竹一１９９９：ａ口ｓｓｉｍｚＭ甜Ｐｚｏ，ｈ∞ｚ“咒施删Ｌｋ聊ｐｚｏｙ胱行￡：Ｅ－厂厅ｃ钯咒叫ｎ口咒矗￡ｉｏ，ｚ丑搿ｆ施Ｐｓ缸纪［Ｍ］，Ｎｅｗ［１０］ＢｒｕｎｏＹｏｒｋ．ＪｕｌｌｉｅｎａｎｄＰｉｅｒｒｅＰｉｃａｒｄ，ＡＴ＿么ｇＰｓ口咒ｄ＾缸ｃ，‘Ｄ８ｃＤ挖Ｄ，挖ｉｃＰｏｚｉｃｙ［Ｊ］，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＴｈｅｏｒｙ，１９９８，７８，２６３～２８５．［１１］ｓｅｂａｓｔｉａｎＧａｌｉａｎｉａｎｄＨｕｇｏＡ．Ｈｏｐｅｎｈａ）ｒｎ，Ｄ“ｍ￡ｉｏ行彻ｄＲｉ娩Ｄ，ｕｈ跏夕ｚｏ妒姗￡锄Ａｒｇ跏￡ｉ舰．７１，ＪｏｕｒｍｌｏｆＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔＥｃｏｎｏｒｌｌｉｃｓ，２００３，１９９～２１２．（责任编辑：刘强）万方数据