勞動力流動限制下的經濟增長
2012-01-01 00:00:00廖顯浪
貴州財經大學學報 2012年3期
文章編號：1003-6636（2012）03-0019-06；中圖分類號：F061.3；文獻標識碼：A
摘 要：傳統自給自足農業經濟向現代農業與工業分工的經濟轉變過程，內生了經濟增長和勞動力向非農產業的流動。在新興古典經濟學模型的基礎上，加入勞動力流動限制的條件，構建兩種商品的一般均衡經濟增長模型。模型顯示：交易效率足夠高時，經濟增長與勞動力流動都是分工的結果；勞動力流動限制并不影響經濟增長的效果，只產生收入差距效應。實證結果支持這一判斷，勞動力流動與經濟增長不存在因果關系。
關鍵詞：分工；勞動力；流動限制；經濟增長
Economic Growth Restricted by Labor Mobility
LIAO Xianlang
（Huazhong University of Science and Technology，Wuhan， Hubei，430074，China）
Abstract：
The process of economic transformation from traditional selfsatisfying agricultural economy to modern agriculture and industry division leads to economic growth and labor mobility to nonagricultural industry. Based on neoclassical economy model with conditions restricted by labor mobility， the paper builds a general equilibrium economic growth model of two commodities. The model reveals that when transaction is high enough， labor division will bring about economic growth and labor mobility. Labor mobility restriction doesn’t affect economic growth but income gap. It is supported by empirical result: no causal relationship lies between labor mobility and economic growth.
Key words：
division of labor; labor mobility restrictions; economic growth
一、引言
發展中國家經濟體系大多存在較嚴重的勞動力流動限制。我國作為世界上最大的發展中國家，這一特點尤為突出。改革開放前，為實行趕超戰略，優先發展工業，我國實行了嚴格的戶籍制度，限制農業勞動力向工業流動。改革開放后，這一限制逐步減弱，但經濟發展基本還在勞動力流動限制下進行。本文試圖通過一個勞動力流動限制下的兩種商品的一般均衡經濟增長模型來分析勞動力流動限制對一國經濟增長的影響。
現有研究勞動力流動與經濟增長的最著名的理論就是劉易斯的二元經濟模型［1］。劉易斯假定：發展中國家存在著以傳統方式生產、勞動生產率極低的傳統部門（如農業）和以現代方式生產、勞動生產率和工資水平相對較高的現代部門（如工業）的二元經濟結構；發展中國家勞動力市場非均衡：傳統部門存在大量邊際勞動生產率為零的勞動力，即現代部門勞動力無限供給。在勞動力無限供給的條件下，現代部門工資水平都不變。因此，現代部門得以實現快速的資本積累和規模擴張，從而推動經濟增長。沿著這一思路，費景漢、拉尼斯、喬根森等人針對劉易斯不重視農業發展和邊際勞動生產率為零的不合理假定對模型進行了修訂和改進。但這一系列模型都假定勞動力市場非均衡，勞動力就業結構的轉變可以實現經濟增長。
劉易斯開創性的分析框架對于人們把握發展中國家經濟特征具有重要的借鑒意義，但這一框架也有不合理的地方。首先，其二元經濟結構是在模型外給定的，它沒有清晰地說明導致農業和工業之間勞動生產率存在差異的根本原因，而從直觀上將發展中國家的二元經濟結構歸因于勞動力配置的不合理。［2］事實上，人口壓力并不是欠發達地區落后的唯一原因，甚至有實證分析顯示人口密度對經濟增長有正面影響。［3］其次，劉易斯模型強調資本積累帶來生產力發展，但不能解釋發展中國家“勞動與資本雙重過剩”［4］的現象。最后，它們沒有注意農業與工業的協調發展。雖然后期的模型改進了劉易斯忽視農業發展的問題，但它們實質上還是一種局部均衡分析：工業部門均衡與農業部門均衡是相互割裂的。現實經濟中，各行業和經濟部門之間相互聯系、協調發展。
研究勞動力流動與經濟增長的另一個方向是結構主義的思路。結構主義認為經濟的非均衡增長是普遍存在的，經濟增長除了由于新古典經濟增長理論所揭示的資本積累、勞動力數量增長和質量提高，以及技術進步等因素的推動之外，還應該包括資源的重新配置，即資源向生產率高的部門轉移帶來的經濟增長。曾先峰和李國平的研究對這方面的文獻進行了詳細介紹。［5］但這一研究思路同樣忽視了不同產業協調發展的問題，忽視了不同產業間的聯系，同時，它們也沒有解釋產業結構變化的原因。
近年來，新興古典主義的研究在吸收古典經濟學的分工思想和新制度經濟學的交易費用思想的基礎上，構建經濟發展的一般均衡模型。這一分析框架內生了勞動力流動、產業結構變動以及經濟增長，為研究勞動力流動與經濟增長提供了一個新的研究框架。在楊小凱的模型中，勞動力流動、產業結構變動和經濟增長都是分工發展的結果。［6］然而，他們的模型建立在勞動力自由流動的基礎上，不能完全用于分析發展中國家的情況。本文在新興古典主義模型的基礎上，加入勞動力流動限制的先決條件，構建兩種商品在勞動力流動限制下的一般均衡經濟增長模型，分析勞動力流動限制對一國經濟增長的意義，并運用我國改革開放以來的數據對模型的結論進行實證檢驗。本文也可以看作是楊小凱模型的一個實證研究。
本文其他部分內容如下：第二部分先介紹一個勞動力自由流動的一般均衡經濟增長模型，然后進一步拓展模型加入勞動力流動限制的條件，分析勞動力流動限制的影響，并提出待檢驗的命題；第三部分對命題進行實證檢驗；第四部分是結論及說明。
二、模型
傳統部門自給自足生產方式的勞動生產率低，分工帶來的熟能生巧能提高勞動生產率。因此，現代部門高分工生產方式將提高勞動生產率，而勞動力向非農產業流動是農業、工業以及服務業分工的結果。為進行比較，本節首先介紹勞動力自由流動下經濟增長的一般均衡模型，然后在該模型的基礎上加入勞動力流動限制的條件，分析勞動力流動限制的影響，并根據模型分析提出待檢驗的命題。
（一）勞動力自由流動下的經濟增長① ①詳見楊小凱：《發展經濟學——超邊際與邊際分析》，社科文獻出版社，第64-74頁。
假定每個人既是生產者又是消費者；每個人偏好多樣化消費；消費品可以自己生產也可以從市場購買；每個人可以自由選擇職業模式。有二種商品：商品x為工業品，商品y為農產品。購買一單位商品的交易成本系數為1-k，交易效率為k (1>k>0)。k的值與基礎設施條件、城市化程度、運輸條件和一般的體制環境有關。所有消費者-生產者總人數為M。
每一個消費者-生產者的效用函數是：
u=(x+kxd) (y+kyd)
每一個消費者-生產者的生產函數和稟賦約束是：
x + xs=lax， y + ys=lay，a>1
lx + ly=1
個人預算約束是：
px xs + py ys=px xd + py yd
其中，x、y、xs 、ys、xd、yd、lx 、ly≥0。x和y分別表示兩種商品的自給自足量；xs 和ys分別表示兩種商品的售賣量； xd 和yd分別表示兩種商品的購買量；px和py分別表示兩種商品的價格；lx 和 ly分別表示個人生產兩種商品的專業化水平；a>1，表示個人生產該商品的生產率隨著他生產該商品的專業化水平的增加而增加，我們說個人生產該商品具有專業化經濟。
根據文定理① ①文枚 1998年在一組一般效用和生產函數的新興古典一般均衡模型中， 對“最優決策不會賣一種以上的產品， 不會同時賣和買同種產品， 不會買和生產同種產品”的定理進行了一般性證明。楊小凱1988年在具體的效用函數與生產函數的新興古典一般均衡證明了該定理。該定理的詳細證明見楊小凱: 《經濟學——新興古典與新古典分析框架》第105-107頁。，每個消費者-生產者可以選擇三種生產決策模式：自給自足模式（A）；專業化模式（x/y），專業生產x，出售商品x，購買y；專業化模式（y/x），專業生產y，出售商品y，購買x。三種決策模式的最優解如下：
1.自給自足模式（A）。此時，x、y、lx 、ly>0， xs =ys=xd=yd=0，決策問題如下：
Max u = x y s. t. x= lax；y = lay；lx + ly=1
最優解是: lx =ly=1/2；u(A)=2-2a
2.專業化模式（x/y）。此時，x、xs 、yd、lx>0； xd=y=ys=ly=0，決策問題如下：
Max u = x k yd s. t. x + xs=lax；lx =1；px xs = py yd
最優解是: x=xs =1/2；yd= px/2py；u（x/y）= k px/4 py
3.專業化模式（y/x）。此模式與專業化模式（x/y）為對稱結構，其最優解是：y=ys =1/2；xd= py /2 px；u（y/x）= k py/4px。
從上面的分析來看，自給自足模式下，沒有產品買賣；在專業化模式（x/y）下，存在商品x的供給和商品y的需求；在專業化模式（y/x）下，存在商品y的供給和商品x的需求。記選擇模式A、（x/y）和（y/x）的人為MA、Mx、My。接下來我們考慮市場出清條件。把所有人的預算約束加起來，商品y的市場出清條件并不獨立于商品x的市場出清條件，所以，我們只需要考慮商品x的市場出清條件：
Xs = Mx xs， xs=1/2；Xd = My xd， xd= py/2 px
令Xs= Xd，得出： py /px= Mx/ My
進一步有：u（x/y）= kMy/4Mx ；u（y/x）= kMx/4My
當u（x/y）> u（y/x）時，My>Mx。在勞動力自由流動的條件下，專業化生產y的生產者將向專業化生產x轉變。最終，選擇不同專業模式的人效用水平相等。令u（x/y）= u（y/x），得出：Mx=My；py =px；u（x/y）= u（y/x）= k/4。
最后，我們比較專業化模式與自給自足模式。令u(A)= u（x/y）= u（y/x），則有：k0=22(1-a)。隨著k值的變化，將得到兩種均衡結構：
當k< k0時，u(A)> u（x/y）= u（y/x）。則MA=M， Mx=My=0，即所有人都選擇自給自足，我們稱其為自給自足結構A。
當k> k0時，u(A) < u（x/y）= u（y/x）。則MA=0， Mx=My= M/2，即全部消費者-生產者選擇專業化生產模式，且兩種專業化生產者人數相等，我們稱其為分工結構D。表1總結了這兩種均衡結構的所有信息：
上述兩種均衡結構意味著，隨著交易效率的提高，經濟由自給自足結構非連續地轉換為分工結構。在此過程中，人均實際收入得到增長。假定商品x為工業品，商品y為農產品。在自給自足結構A下，每個人都是農業生產者。在分工結構D下，由于工業與農業分工，一部分人成為專業的工業品生產者，這一轉換過程就形成了農業勞動力轉移的過程。另外，現實中劃分為工業品的商品種類遠多于農業品。因此，這就解釋了統計上工業生產值高于農業，以及經濟增長與非農就業比重同時提高的現象。
（二）勞動力流動限制的影響
下面我們設定勞動力流動限制條件，考慮勞動力流動限制對經濟發展的影響。
假定上述經濟體通過某種制度限制生產商品x的勞動力數量。令Mx≤M1< M/2< My = M- M1，則有：u（x/y）= kMy/4M1 >u（y/x）= kM1/4My。
同上，我們比較專業化模式與自給自足模式。當u（x/y）= kMy/4M1 = u(A)時，可得k1=22(1-a) M1/(M- M1)；當u（y/x）= kM1/4My= u(A)時，可得k2=22(1-a) (M- M1)/M1。顯然，k2> k0 > k1，考慮k值的變化，將得到以下均衡結構：
1.當k< k1時，u(A)> u（x/y）> u（y/x），則MA=M， Mx=My=0，所有人都選擇自給自足。我們稱其為自給自足結構A。
2.當k> k2時， u（x/y）> u（y/x）>u(A)，則MA=0， Mx= M1，My= M- M1，即全部消費者-生產者選擇專業化生產模式，但由于限制生產商品x的勞動力數量，專業化生產商品x的勞動力少于專業化生產商品y的勞動力。我們稱其為分工結構D。
3.當k2>k> k1時，u（x/y）>u(A)> u（y/x）。此時，由于u(A)> u（y/x），均衡結構將比較復雜。考慮兩種情況：
①當同樣限制生產商品y的勞動力數量時，即令Mx= M1，My= M- M1。此時商品y的生產者人均實際收入不僅低于商品x的生產者，而且低于自給自足模式。我們稱其為分工結構D(1)。
②當允許生產者在模式A和（y/x）之間自由選擇時，一部分生產者將選擇模式A，商品y的專業化生產者人數減少，從而u（y/x）上升，u（x/y）下降。由于每個人生產函數和稟賦約束相同，新均衡下模式A和（y/x）的生產者最終人均實際收入必然相等。
令u（y/x）= kM1/4My=u(A) 2-2a，得出：My= kM1/22(1-a) = kM1/ k0。則有：
當k0>k> k1時，My< M1。從而，u（x/y）< u（y/x）=u(A)。則均衡結構為MA=M， Mx=My=0，所有人都選擇自給自足。
當k2>k> k0時，My> M1。從而，u（x/y）> u（y/x）=u(A)。則均衡結構為Mx= M1，My= kM1/ k0，MA= M-（k +k0）M1/ k0。我們稱其為混合結構B。
接下來比較分工結構D(1)和混合結構B。在分工結構D(1)下，u（x/y）>u(A)> u（y/x），這種情況在長期中將難以維持。一方面商品y的生產者具有改革的沖動；另一方面我們很難控制一個生產者讓他不去自給自足。因此，結構D(1)極有可能轉化為結構B。根據這一特點，我們不考慮均衡結構D(1)。在勞動力流動限制的條件下，隨著k值的變化，將得到三種均衡結構。表2總結了三種均衡結構的所有信息：
（三）比較
下面我們比較勞動力自由流動和勞動力流動限制兩種情況下的經濟增長，并在此基礎上提出本文待檢驗的命題。令勞動力自由流動下的總產值為GDP1， 勞動力流動限制下的總產值為GDP2。
1.當k< k0時，兩種情況下所有生產者都選擇自給自足，GDP1= GDP2= M2-2a。
2.當k2>k> k0時，GDP1= k M/4
GDP2 = M1k2/4k0+ (M-M1)2-2a
= M1k2/4k0+ (M-M1) k0/4
= k0M /4+ M1 (k2-k02) /4k0
則 GDP1- GDP2 = k M/4- k0M /4-M1 (k2-k02) /4k0
= (k-k0) ［M-(k+k0) M1］ /4
由上文可知，1> k> k0>0，M1< M/2，(k+k0) < 2，則(k-k0) >0，M1 (k+k0) < M。因此，GDP1- GDP2 == (k-k0) ［M-(k+k0) M1］ /4>0。即，此時如果放松勞動力流動限制，經濟總產值將增加。
3.當k> k2時，GDP1= k M/4，
GDP2 =Mx u(x/y) +My u(y/x)
=M1× k (M-M1)/4M1+ (M-M1)× kM1/4(M-M1)
= kM/4
即GDP1= GDP2
基于上述比較，并結合模型分析，我們提出以下命題:
在勞動力流動限制的條件下，當交易效率很低時，勞動力流動限制對經濟增長沒有影響。當交易效率足夠高時，勞動力流動是分工的結果，勞動力流動限制僅有收入差距效應（u(x/y）> u(y/x)），而對經濟增長沒有影響。只有當交易效率既不太低又不太高時，勞動力流動限制既有收入差距效應，又有經濟增長效應。
三、實證檢驗
這一部分運用我國1980—2008年的數據對上述命題的核心結論進行實證檢驗。
（一）指標與數據
對于勞動力流動與收入差距關系已有較好的文獻給予了實證檢驗［7］［8］，這里我們主要檢驗勞動力流動與經濟增長、分工與勞動力流動的關系。主要有三個指標：
1.勞動力流動指標。根據研究的目的，我們主要考慮農業勞動力向非農產業的流動。用非農就業人口占總就業人口的比重（FNJY）來衡量，等于1減去農業就業人口比重。農業就業人口比重數據來自世界銀行網站的在線數據庫。
2.經濟增長指標。用經濟增長率和真實GDP兩個指標衡量，分別分析其與勞動力流動的關系。數據根據《中國統計年鑒》（2010）整理得出。
3.分工指標。分工指標沒有直接的統計數據，只能選擇代理變量來衡量。根據資本與投資是用來提高迂回生產活動中分工水平的工具的古典投資理論［6］，并參照高帆［9］的方法，我們用固定資產投資總額（TZ）來間接衡量分工，這一數值越大，說明分工水平越高。數據來自世界銀行網站的在線數據庫，為以2000美元計量的數據。
（二）計量分析
1.勞動力流動與經濟增長
中國1980—2008年非農就業人口占總就業人口的比重（FNJY）與經濟增長率和真實GDP的散點圖如下圖1、圖2。
從圖1來看，勞動力流動與經濟增長率沒有明顯的相關關系，可以直接判斷認為勞動力流動與經濟增長率不相關。圖2顯示，勞動力流動與GDP正相關。我們進一步做Granger因果檢驗來分析二者關系，所有計算均通過EViews6.0進行。
首先，對數據進行單位根檢驗。結果顯示，勞動力流動為I(1)序列，GDP數據為I(2)序列，需進行協整檢驗來判斷是否能作Granger因果檢驗，Johansen檢驗結果見表3。從表3可以看出中國的勞動力流動與GDP存在協整關系，可以進行Granger因果檢驗。
進一步，Granger因果檢驗結果如表4所示 ，滯后期根據AIC和SC信息給出。
從檢驗結果來看，各項檢驗的Prob.值都在20%以上，應該接受原假設。因此，檢驗結果顯示，統計上GDP與勞動力流動互相沒有因果關系。
2.分工與勞動力流動
從固定資產投資于勞動力流動的數據來看，二者存在顯著正相關關系。同理，進一步作Granger因果檢驗。單位根檢驗結果顯示，固定資產投資總額（TZ）為I(2)序列，需要作協整檢驗。Johansen檢驗結果見表5，結果顯示中國固定資產投資與勞動力流動存在協整關系，可以進行Granger因果檢驗。
從表6結果來看，FNJY不是TZ的Granger因果檢驗的Prob.都在70%以上，可以接受原假設；而TZ不是FNJY的Granger因果檢驗的Prob.值小于5%水平，因此拒絕原假設，即TZ是促進FNJY增長的原因，而FNJY不是促進TZ增長的原因。
綜合上述兩方面的分析，可以證實命題的前半部分，但其后半部分沒有得到經驗數據的支持。對于這一點，我們考慮在改革開放初期我國已經具有了較好的交通基礎設施和完善的現代交通系統，可能我國經濟發展已經處于模型中交易效率足夠高的階段，因此現有數據沒有體現上述效應。對此，有待進一步研究。
四、結論
發展中國家經濟體系大多存在比較嚴重的勞動力流動限制。本文在新興古典主義模型的基礎上，加入勞動力流動限制的先決條件，構建兩種商品的勞動力流動限制下的一般均衡經濟增長模型，來分析勞動力流動限制對一國經濟增長的影響，并用我國1980—2008年間的數據進行實證檢驗。結果顯示，在勞動力流動限制的條件下，當交易效率足夠高時，勞動力流動與經濟增長都是分工發展的結果，勞動力流動對經濟增長并沒有影響。這一點可以得到實證研究的支持。另外，模型結果顯示，在勞動力流動限制的條件下交易效率既不太低又不太高時，勞動力流動限制具有經濟增長的效應，但實證分析沒有顯示這一效應。這一點有待進一步的研究。
因此，從某種意義上講，勞動力流動并非經濟增長的原因，而是經濟增長的結果之一。據此，我國經濟發展和農村勞動力轉移的核心是依靠分工來促進工業化發展、提高社會分工水平和工農業生產的專業化水平，其關鍵在于促進交易效率的提高。現階段，一方面要提高公共服務水平、加強基礎設施建設，特別是農村基礎設施和城鄉結合的基礎設施的建設，降低運輸成本。另一方面要保護市場交易，加強產權保護，完善產權制度以及相關市場法律制度等，降低交易成本，提高分工水平。此外，如果模型的推論正確，勞動力流動限制在經濟發展初期將影響經濟發展的水平，而且，長期中要求交易效率有更大的提高，勞動力流動限制才不會阻礙經濟發展，同時，勞動力流動限制有較強的收入分配效應。因此，應該放松對勞動力流動的限制。
參考文獻：
［1］Lewis， W. A. ， Economic Development with Unlimited Supply of Labor ［J］. The Manchester School of Economic and Social Studies，1954， Vol. 47: 139-191.
［2］高帆. 二元經濟結構理論最新研究進展［J］. 經濟學動態，2003(9):60-63.
［3］Kelley， A. Schmidt， R. M. Population and Income Change ［J］. Word Bank Discussion， Paper249， 1994， August.
［4］王檢貴. 勞動與資本雙重過剩下的經濟發展［M］.上海：上海三聯書店，上海人民出版社， 2002: 51.
［5］曾先峰，李國平. 資源再配置的增長效應:理論脈絡及最新進展［J］. 當代經濟科學，2009（9）:116-123.
［6］楊小凱. 發展經濟學: 超邊際與邊際分析［M］. 北京: 社科文獻出版社， 2003.
［7］李實.中國農村勞動力流動與收入增長和分配［J］.中國社會科學，1999(2):16-33.
［8］蔡昉，都陽，王美艷.勞動力流動的政治經濟學［M］.上海:上海三聯書店，上海人民出版社，2003.
［9］高帆. 分工差異與二元經濟結構的形成 ［J］. 數量經濟技術經濟研究， 2007(7):3-14.
責任編輯：吳錦丹
收稿日期：2012-03-13
基金項目：國家社會科學基金“一般均衡下農業發展、二元經濟結構轉化與經濟增長研究”（11BJL037）。
作者簡介：廖顯浪（1983-），男，湖北孝感人，華中科技大學經濟學院博士生，研究方向為發展經濟學與農業經濟學。
