中國二元經(jīng)濟結構演變與經(jīng)濟增長的實證分析

摘要:中國作為最大的發(fā)展中國家，具有典型的二元經(jīng)濟結構特征。為了使中國經(jīng)濟在整體上穩(wěn)步前進，就要通過農(nóng)村制度建設與創(chuàng)新、提高農(nóng)民收入、實現(xiàn)城市化、工業(yè)化與現(xiàn)代化協(xié)調(diào)發(fā)展等途徑來實現(xiàn)農(nóng)村的全面進步和中國二元經(jīng)濟向一元經(jīng)濟的徹底轉化。

關鍵詞:二元經(jīng)濟結構;經(jīng)濟增長;實證分析

中圖分類號:F831文獻標識碼:A 文章編號:1003-3890(2010)05-0005-06

一、古典增長模型的理論闡釋

二元經(jīng)濟結構演化是經(jīng)濟發(fā)展的必然規(guī)律，二元經(jīng)濟向一元經(jīng)濟轉化的過程就是經(jīng)濟增長或經(jīng)濟發(fā)展的過程。劉易斯(1954;1955)模型和費景汗—拉尼斯(1961)模型是二元經(jīng)濟理論的經(jīng)典模型，其基本思想是發(fā)展中國家存在現(xiàn)代部門和傳統(tǒng)部門的對立，剩余勞動力從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門向先進工業(yè)部門的轉移過程就是經(jīng)濟增長的自然趨勢，而在這一轉變的過程中，伴隨著兩大部門勞動生產(chǎn)率和收入水平的趨同，二元經(jīng)濟即變?yōu)橐辉?jīng)濟。發(fā)展經(jīng)濟學中一般把他們的模型并成為劉—費—拉模型。喬根森(D.W.Jogenson，1967)模型認為農(nóng)業(yè)不存在剩余勞動力，農(nóng)業(yè)的發(fā)展和農(nóng)村剩余產(chǎn)品是現(xiàn)代工業(yè)部門發(fā)展的決定性因素，強調(diào)農(nóng)業(yè)發(fā)展在二元經(jīng)濟結構轉化中的作用。

我們利用古典增長模型即柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(C-D生產(chǎn)函數(shù) )來探討二元經(jīng)濟結構與經(jīng)濟增長的理論關系。

C-D生產(chǎn)函數(shù)的典型形式為:

Y=ALαKβ (α>0，β>0)(1)

其中Y代表產(chǎn)值，T代表技術水平，L和K分別代表勞動力和資本兩種投入要素，α和β分別代表勞動力和資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)。二元經(jīng)濟理論的核心思想是把經(jīng)濟結構分為低效率的農(nóng)業(yè)部門和高效率的非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門，故方程(1)我們可以改寫為兩大部類的產(chǎn)值方程①:

Y1=A1L1αK1β(2)

Y2=A2L2αK2β (3)

方程(2)和(3)中，Y1、A1 、L1、K1和Y2、A2 、L2、K2分別代表農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)的產(chǎn)值、技術水平、勞動力投入和資本投入量。我們對方程(2)和(3)對數(shù)化并求微分，得到兩大部類經(jīng)濟增長率分解式②:

g1=△A1/ A1+α1×(△L1/ L1)+ β1×(△K1/ K1) (4)

g2=△A2/ A2+α2×(△L2/ L2)+ β2×(△K2/ K 2) (5)

在這里，gj、△Aj/ Aj、△Lj/ Lj、△K j/ Kj、αj、和βj(j=1，2)分別代表農(nóng)業(yè)(非農(nóng)業(yè))經(jīng)濟增長率、技術水平提升率、勞動和資本投入量增長率以及對應的產(chǎn)出彈性系數(shù)。在此，我們對方程(4)和(5)作如下理論假定:

(1)△L1/ L1= △L2/ L2≈n，這個假定是指農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)的勞動力增長率都接近于人口自然增長率n，而人口自然增率是外生恒定的、不由經(jīng)濟系統(tǒng)本身決定的一個變量。

(2)△K1/ K1= △K2/ K2≈s，也就說兩大部類的資本增長率都接近于儲蓄增長率s，且s也是恒定不變的外生變量。

此外，在不考慮技術變化的基礎上，即△A2/ A2=△A1/ A1=0，我們可以得出兩大部類經(jīng)濟增長均衡路徑如下:

g*1=α1×n+ β1×s，g*2=α2×n+β2×s(6)

也就是說兩大部類的經(jīng)濟均衡增長率取決于人口自然增長率、各自勞動和資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)以及儲蓄率四個基本因素。由此，二元經(jīng)濟結構轉變與經(jīng)濟增長實際上可以劃分為三個階段:

第一階段:二元經(jīng)濟結構形成階段。由于農(nóng)業(yè)本身為勞動和土地密集型產(chǎn)業(yè)，人口、土地和資本的合理配比才可以實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的穩(wěn)步增長，隨著人口的增長，農(nóng)村中將出現(xiàn)大量剩余勞動力，由此導致農(nóng)業(yè)勞動力產(chǎn)出效率的低下，而非農(nóng)業(yè)尤其是工業(yè)相對為資本和技術密集型產(chǎn)業(yè)，其要素投入(勞動力和資本)產(chǎn)出效率都高于農(nóng)業(yè)③，兩大部類在經(jīng)濟增長率上由此拉開差距。

第二階段:二元經(jīng)濟結構強化階段。在第一階段的基礎上，由于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)在勞動力和資本產(chǎn)出效率上都高于農(nóng)業(yè)，即α2>α1，β2>β1，故而非農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟增長率將大大快于農(nóng)業(yè)，有g*2> g*1。這一階段的典型特征就是農(nóng)業(yè)的落后、農(nóng)村的貧困、農(nóng)村大量閑置勞動力與工業(yè)的先進、城市的繁華并存。在農(nóng)村剩余勞動力無法自由轉移的前提下，農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)、農(nóng)村與城市、農(nóng)民與城鎮(zhèn)職工之間將出現(xiàn)無法彌合的鴻溝。

第三階段:二元經(jīng)濟結構消失階段。在城鄉(xiāng)勞動力和資本市場無分割、自由流動的前提下，農(nóng)業(yè)、農(nóng)村中的剩余勞動力將大量被城市非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的高工資所吸引而流入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。但隨著非農(nóng)產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴大，受到資本報酬遞減規(guī)律的作用，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長率會逐步趨向于均衡增長值g*2，而農(nóng)業(yè)在剩余勞動力轉移出去后，在非農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)支持、技術改造以及自身資本積累的前提下，也將實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)步均衡增長，由此，兩者在勞動力和資本產(chǎn)出效率上將逐漸趨同，即α2=α1，β2=β1，進而將實現(xiàn)農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長率的接近，也就是g*2= g*1，此時二元經(jīng)濟將為一元經(jīng)濟所代替④。

實際上，在以上二元經(jīng)濟向一元經(jīng)濟過渡的過程中，勞動力由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門向現(xiàn)代非農(nóng)業(yè)部門的不斷轉移是關鍵動因。二元經(jīng)濟轉換過程中就是一個不斷達到均衡(由于資本收益遞減)又不斷打破均衡(由于勞動力轉移)的過程。這樣循環(huán)反復，直到二元經(jīng)濟完全轉變?yōu)楝F(xiàn)代一元經(jīng)濟，成功實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展(陳宗勝，2008)。

二、中國二元經(jīng)濟結構的實證分析與測度

二元經(jīng)濟結構的演變與經(jīng)濟發(fā)展密不可分，二元經(jīng)濟結構轉變的過程體現(xiàn)了國民經(jīng)濟發(fā)展的脈絡和軌跡，為了深入研究兩者的均衡關系，我們通過建立統(tǒng)計指標體系和計量經(jīng)濟學模型檢驗兩套方法對其進行動態(tài)實證分析。

(一)二元經(jīng)濟結構演變與經(jīng)濟增長的統(tǒng)計指標分析

從理論上來講，二元經(jīng)濟結構體現(xiàn)為產(chǎn)值和勞動力在現(xiàn)代部門和傳統(tǒng)部門之間的配置，因此測度指標首先是勞動力比值和產(chǎn)值比值，二元經(jīng)濟向一元經(jīng)濟轉變即意味著農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)值和就業(yè)比重在國民經(jīng)濟中的下降。由此出發(fā)，可以用比較勞動生產(chǎn)率、二元對比系數(shù)、二元反差系數(shù)和二元消減指數(shù)四個基本指標測度二元經(jīng)濟結構演變情況，同時利用GDP增長率測度經(jīng)濟增長情況，由以上五個指標構成的統(tǒng)計指標體系即可以綜合反映中國二元經(jīng)濟結構演變與經(jīng)濟增長之間的統(tǒng)計特征。

1. 比較勞動生產(chǎn)率。該指標即為一個部門的產(chǎn)值(或收入)比重同勞動力比重的比率，它反映了1%的勞動力在該部門創(chuàng)造的產(chǎn)值比重。根據(jù)這一定義可分別得到農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門的比較勞動生產(chǎn)率。而經(jīng)驗的國際比較表明，農(nóng)業(yè)部門的比較勞動生產(chǎn)率總是低于1，而非農(nóng)業(yè)部門的比較勞動生產(chǎn)率總是高于1，兩部門的比較勞動生產(chǎn)率差別越大，經(jīng)濟結構二元性越強;農(nóng)業(yè)部門比較勞動生產(chǎn)率的變動軌跡呈現(xiàn)“U型”特征，同時，非農(nóng)業(yè)部門比較勞動生產(chǎn)率的變動軌跡呈現(xiàn)“倒U型”特征。

2. 二元對比系數(shù)。該指標即為農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門的比較勞動生產(chǎn)率的比率。二元對比系數(shù)在理論上介于0～1，該指標與經(jīng)濟結構二元性的強度呈反向變動的關系，二元對比系數(shù)越大，兩部門的差別越小，反之則兩部門的差別越大，當二元對比系數(shù)達到1時，農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)的比較勞動生產(chǎn)率差異消失。據(jù)研究，發(fā)展中國家的二元對比系數(shù)通常在0.31～0.45，而發(fā)達國家通常為0.52～0.86(李保平，2005)。

3. 二元反差指數(shù)。指農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)值比重與勞動力比重之差的絕對數(shù)的平均值。二元反差指數(shù)的理論值通常也介于0～1，指數(shù)越大，則反差程度越大。二元反差指數(shù)與二元經(jīng)濟結構的強度成正向關系，也就是說，二元反差指數(shù)越大，農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)差距越大，經(jīng)濟二元性越明顯，當二元反差系數(shù)為0時，表明二元經(jīng)濟結構轉變?yōu)榱艘辉?jīng)濟，二元性消失了。

4. 二元消減指數(shù)。我們用二元對比系數(shù)與二元反差系數(shù)的比值來綜合反映二元經(jīng)濟強度狀況。二元消減指數(shù)越大，表示二元程度越小，一元經(jīng)濟特征越明顯;相反，二元經(jīng)濟強度越高，二元消減指數(shù)與二元對比系數(shù)的變化方向相同，與二元反差系數(shù)的變動方向相反。

5. GDP增長率。GDP增長率可以很好地反映經(jīng)濟增長狀況。在GDP的構成中，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重越大，其增長波動對GDP的增長波動也就越大，因此，GDP增長率變動趨勢應該與非農(nóng)部門的比較勞動生產(chǎn)率的變動趨勢保持一致。

根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒(1978-2008)》以及《新中國50年統(tǒng)計資料匯編(1952-1998)》數(shù)據(jù)計算以上指標，結果如圖1—圖4所示:

從圖1—圖4可以看出，中國二元經(jīng)濟結構的演變1952-2008年與GDP增長率的波動呈現(xiàn)比較復雜的特征。從總體趨勢上看，農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率的變動相對平穩(wěn)，基本上在0.1～0.5的幅度內(nèi)變動，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的比較勞動生產(chǎn)率一直高于前者，且兩者的差距在1978年之前一直比較大，到1978年之后兩者的差距有所縮小;二元對比系數(shù)和二元反差系數(shù)在五十六年內(nèi)變化比較平穩(wěn)，只是從2000年開始都有所上升;二元消減指數(shù)變化比較劇烈，以1978年為界，1978年前除個別年份(如1958年)波動較劇烈外，基本上呈現(xiàn)微弱的下降趨勢，這表明二元經(jīng)濟程度有所加劇，1978年后整體上處于高位劇烈波動，其均值一直在0.4以上，說明此時率先開始的農(nóng)村經(jīng)濟體制改革的確解放了農(nóng)村生產(chǎn)力，城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟在這一時期有比較大的收斂。2000年后二元消減指數(shù)再次下降，這反映了隨著城市經(jīng)濟體制改革深入和經(jīng)濟增長方式的轉變，工業(yè)經(jīng)濟和城市經(jīng)濟獲得了更快發(fā)展，而農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展緩慢，二元程度有所加劇。

對比GDP增長率不難發(fā)現(xiàn)，表征二元經(jīng)濟演變的四大指數(shù)變動相對劇烈的時候也是經(jīng)濟增長波動比較大的時期，而且中國經(jīng)濟增長較快的幾個階段，如1958-1960年，1984-1988年，1992-1996年，2002-2008年，往往是二元經(jīng)濟程度有所加劇的時期。

(二)二元經(jīng)濟結構演變與經(jīng)濟增長的計量經(jīng)濟學模型檢驗

在以上統(tǒng)計分析的基礎上，我們將建立計量經(jīng)濟學模型來進一步檢驗中國二元經(jīng)濟結構演變與經(jīng)濟增長的動態(tài)均衡關系。我們用GDP、R1、R2、R3、R4、R5分別表示中國國內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率、非農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率、二元對比系數(shù)、二元反差系數(shù)和二元消減指數(shù)，為消除異方差，以上所有變量均取對數(shù)形式。由于我們所采用變量都是時間序列變量，為防止偽回歸的發(fā)生，必須對所選取量進行迪克-弗勒檢驗(Augmented Dickey-Fuller Test)，在確認變量平穩(wěn)性的基礎上，我們在對其進行Granger因果關系檢驗、協(xié)整檢驗和修正誤差模型檢驗，以進一步確認各個變量之間的長期與短期均衡關系。

1. ADF平穩(wěn)性檢驗。利用1952-2008年數(shù)據(jù)整理，檢驗結果如表1所示。從表1中我們可以看出，LOGR3、LOGR5的原始序列就是平穩(wěn)序列，而其他變量均是一階單整平穩(wěn)序列，因此，以上所有變量均可以進行Granger因果檢驗和協(xié)整回歸。

2. Granger因果關系檢驗。表2結果顯示，農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率與GDP存在互為因果關系，二元對比系數(shù)、二元反差系數(shù)和二元消減指數(shù)均是GDP的格蘭杰原因。在此基礎上我們可以建立兩個如下經(jīng)驗模型(同時考慮為消除R3、R4、R5之間的多重共線性):

LOG(GDP)=ω0+ω1LOG(R1)+ ω2 LOG(R3)+ ω3 LOG(R4) (7)

LOG(GDP)=ω0+ω1 LOG(R1)+ ω2 LOG(R5)(8)

3. OLS擬合回歸及參數(shù)估計。在以上因果關系檢驗的基礎上，我們建立兩個估計模型，分別對R1、R3、R4與LOG(GDP)，R2、R5與LOG(GDP)進行擬合回歸以驗證兩模型中各個變量之間的因果關系程度和方向。擬合結果見表3、表4。

4. 協(xié)整檢驗。對以上兩個方程的殘差Resid進行ADF檢驗(見表5、表6)。在5%置信水平下，方程(7)與(8)的殘差不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。這表明在以上兩個方程中，解釋變量與被解釋變量之前存在長期均衡關系，可以進行協(xié)整回歸，回歸結果如下:

LOG(GDP)=10.11285-0.739001LOG(R1)-3.863557LOG(R3)+1.116251LOG(R4)(9)

LOG(GDP)=4.043522-0.726658LOG(R1)-2.025879(R5)(10)

方程(9)的估計參數(shù)顯示，長期來看，農(nóng)業(yè)的比較勞動生產(chǎn)率與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)負相關，這一關系從圖1與圖4的比較中就可以發(fā)現(xiàn)，這實際上反映出中國經(jīng)濟的增長一直是工業(yè)化拉動型，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值對經(jīng)濟增長的拉動作用非常微小。二元對比系數(shù)與GDP增長呈負相關，說明中國二元差異的擴大是促使中國經(jīng)濟增長的一個重要原因，二元反差系數(shù)與GDP增長正相關也從另一個側面說明了這一點。

方程(10)的估計結果實際上是方程(9)的綜合反映，長期來看，二元消減指數(shù)與GDP增長負相關，二元消減指數(shù)增長意味著二元程度收斂，但是經(jīng)濟增長速度反而放慢，這與我們之前的統(tǒng)計分析結果是基本一致的。

5. 誤差修正模型。回歸方程(9)、(10)顯示的各變量之間的長期均衡關系，接下來，我們與上述兩個方程相對應，分別建立誤差修正模型，以反映各變量間的短期均衡關系，具體結果見表7、表8。

從總體上看，兩個誤差修正模型中的被解釋變量的估計參數(shù)只有DLOGR5沒有通過檢驗，這說明在短期內(nèi)，二元消減指數(shù)與GDP增長并不存在短期均衡關系，而其他解釋變量的估計參數(shù)都顯著地通過了檢驗，且與模型(9)、(10)相比，估計參數(shù)符號均沒有改變，說明即使在短期，農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率、二元對比系數(shù)與經(jīng)濟增長仍呈現(xiàn)負相關，而二元反差系數(shù)與經(jīng)濟增長正相關，只是短期內(nèi)解釋變量的估計參數(shù)均有所減小，說明短期內(nèi)解釋變量對被解釋變量的影響沒有長期那樣顯著。

三、政策建議

通過以上的理論模型分析尤其是對中國二元經(jīng)濟結構演變的統(tǒng)計分析和計量經(jīng)濟學實證分析，我們發(fā)現(xiàn)，無論是從長期角度還是短期角度來看，中國二元經(jīng)濟結構的演變與GDP增長都呈現(xiàn)動態(tài)均衡關系，即農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率⑤、二元對比系數(shù)與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)負相關，而二元反差系數(shù)與經(jīng)濟增長正相關。同時我們不難得出如下一個事實:雖然中國的國民經(jīng)濟整體取得了跨越式發(fā)展，尤其是工業(yè)經(jīng)濟和城市經(jīng)濟已經(jīng)比較發(fā)達，但是經(jīng)濟結構的二元性特征不但沒有消減，反而愈加明顯，這與我們所處的發(fā)展階段很不相稱。顯然，這種狀況的主要原因在于農(nóng)村經(jīng)濟長期落后于城市經(jīng)濟，農(nóng)業(yè)的發(fā)展長期落后于工業(yè)、服務業(yè)的發(fā)展，農(nóng)民增收的速度遠遠落后于GDP的增長。為此，筆者對城鄉(xiāng)收入差距的縮小提出以下幾點政策建議:

1. 加快農(nóng)村改革創(chuàng)新，加強農(nóng)村制度建設。這包括進一步深化土地制度改革，建立適應市場經(jīng)濟要求的以農(nóng)村土地產(chǎn)權制度為核心的一整套制度，包括土地產(chǎn)權制度、土地征用制度、土地管理制度以及合理的土地流轉制度;完善農(nóng)業(yè)支持保護制度。健全農(nóng)業(yè)投入保障制度，調(diào)整財政支出、固定資產(chǎn)投資、信貸投放結構，保證各級財政對農(nóng)業(yè)投入增長幅度高于經(jīng)常性收入增長幅度，大幅度增加國家對農(nóng)村基礎設施建設和社會事業(yè)發(fā)展的投入;建立現(xiàn)代農(nóng)村金融制度。農(nóng)村金融是現(xiàn)代農(nóng)村經(jīng)濟的核心。創(chuàng)新農(nóng)村金融體制，放寬農(nóng)村金融準入政策，加快建立商業(yè)性金融、合作性金融、政策性金融相結合，資本充足、功能健全、服務完善、運行安全的農(nóng)村金融體系。

2. 提高農(nóng)民收入，保障農(nóng)民權益。首先必須構建城鄉(xiāng)一體化的戶籍制度，促進勞動力的自由流動和就業(yè)機會均等;其次，大力調(diào)整農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構，實現(xiàn)農(nóng)村第二、三產(chǎn)業(yè)的跨越式發(fā)展，推進農(nóng)村城鎮(zhèn)建設，帶動農(nóng)民增收與非農(nóng)就業(yè);再次，堅持以人為本，尊重農(nóng)民意愿，著力解決農(nóng)民最關心最直接最現(xiàn)實的利益問題，保障農(nóng)民政治、經(jīng)濟、文化、社會權益，提高農(nóng)民綜合素質，促進農(nóng)民全面發(fā)展，充分發(fā)揮農(nóng)民主體作用和首創(chuàng)精神。

3. 堅持城市化、工業(yè)化和現(xiàn)代化相協(xié)調(diào)。統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展，始終把著力構建新型工農(nóng)、城鄉(xiāng)關系作為加快推進現(xiàn)代化的重大戰(zhàn)略。統(tǒng)籌工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設，加快建立健全以工促農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)長效機制，調(diào)整國民收入分配格局，鞏固和完善強農(nóng)惠農(nóng)政策，把國家基礎設施建設和社會事業(yè)發(fā)展重點放在農(nóng)村，推進城鄉(xiāng)基本公共服務均等化，實現(xiàn)城鄉(xiāng)、區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，使廣大農(nóng)民平等參與現(xiàn)代化進程、共享改革發(fā)展成果。

4. 推進農(nóng)村社會事業(yè)的建設，促進農(nóng)村社會全面進步。一是要繁榮農(nóng)村社會主義文化，提高農(nóng)民的思想道德素質。二是大力發(fā)展農(nóng)村教育，尤其是義務教育和職業(yè)教育，促進教育公平，提升農(nóng)民的人力資本價值。三是加強農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)建設，建立城鄉(xiāng)一體化的社會保障制度。四是不斷改善農(nóng)村基礎設施和環(huán)境建設，著力解決農(nóng)村交通、水利、能源、網(wǎng)絡等方面瓶頸。

注釋:

{1} 本文實際上有L= L1+ L2，K=K1+ K2，其中L和K分別代表投入經(jīng)濟部類中的所有勞動力和資本。

{2} 本文省略了g1=△Y1/ Y1 ，g2=△Y2/ Y2。

{3}劉易斯模型中更為極端的假定:農(nóng)業(yè)的勞動力產(chǎn)出彈性系數(shù)為0甚至是負值，即α1≦0。

{4}特別地，如果再假定兩大部類都是規(guī)模報酬不變，即α2=α1=β2=β1=1，且此時兩部類的資本增長率不再相同，分別用s1和s2表示，則方程(6)可以簡化為:g*1=n+ s1，g*2=n+ s2，那么在資本邊際報酬遞減規(guī)律下，長期看s1和s2將最終都會趨向一個均衡值s*，即s1= s1= s*，由此有g*1=g*2=n+s*。

{5}由于我們這里討論的是農(nóng)業(yè)的比較勞動生產(chǎn)率，而不是農(nóng)業(yè)的絕對勞動生產(chǎn)率，且從統(tǒng)計指標看，在過去的幾十年里，農(nóng)業(yè)相對于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率即比較勞動生產(chǎn)率是一直緩慢下降的，恰恰與經(jīng)濟增長趨勢相反。當然，提高農(nóng)業(yè)的絕對勞動生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的重要性不言而喻。

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責任編輯:焦世玲

責任校對:張增強

The Empirical Analysis of Evolution of China's Dual Economic Structure and Economic growth

Wang Haijun1，Zhang Mao2

(1. Economics School， Central University of Finance and Economics， Beijing 100081， China;

2. Economics School， Liaoning University， Shenyang 110036， China)

Abstract: As the largest developing country， China has the typical characteristics of the dual economic structure. From the view of empirical analysis， we explain the characteristics of the dual economic structure by using the classical theory growth model and use econometric models to measure China's dualistic economic structure and economic growth in the long-term and short-term dynamic relationship. We must improve rural building and innovation， increase farmers' income， and realize coordinated development of urbanization， industrialization and modernization to achieve the overall progress in rural areas and complete transformation from China's dual economy to a unified economy.

Key words: evolution of the dual economic structure; economic growth; empirical analysis