勞動力異質性與經濟增長

摘 要：文章基于勞動力異質性的基本假設，引致出不同種類勞動力的消費結構異質性，從消費的角度探討了消費異質性對經濟部門的影響。研究結果表明，消費結構異質性因素影響著經濟增長，提高異質性勞動力在生產和消費中的比例，提高勞動力的異質性程度，可以實現規模報酬遞增，推動社會經濟的增長。

關鍵詞：消費異質性；經濟增長

一、消費異質性

假定勞動力存在異質性，即由于勞動者受到的教育、培訓不同，勞動者擁有的知識也不同，因此他們在生產中創造財富的能力，以及最終貢獻也不同。為簡單起見，我們假設社會中只有2種勞動力：一類是異質性勞動力，其人數為L1；一類是初級勞動力，其人數為L2，則L=L1+L2。兩類勞動者由于能力不同，收入存在差距，消費品位和消費傾向也不同。

假設區域1內存在兩種不同的產業部門：農業部門和工業部門。其中，2類勞動力均在本地區就業和消費。農業部門是完全競爭，規模收益不變，生產同質產品，并且僅僅使用初級勞動力作為生產要素。工業部門是壟斷競爭且規模收益遞增，生產差異化產品，同時使用2種勞動力。

由于2種勞動力的消費品位是不同的，初級勞動力的效用函數U1和異質性勞動力的效用函數U2分別為：

（1）

（2）

其中，CM為地區1消費者對工業品組合的消費量，CA表示農產品的消費量，為地區1消費者對第i種工業品的消費量。為任兩種工業品之間的替代彈性。這里b>a，相對于初級勞動力，異質性勞動力更偏好差異化產品。

消費者效用最大化的問題可以分兩步處理，第一步考慮消費者消費某工業品組合CM時，其支出要最小，即：

（3）

（4）

其中，。反映消費者的多樣化偏好強度，越接近于1，消費者的多樣性偏好強度越弱，越接近于0，消費者的多樣化偏好強度越強。

為此，建立拉格朗日函數：

（5）

然后對c（i）求導并令其為0，得到消費者對于第i種工業品的消費決策，即：（6）

同理可以得到消費者對于第j種工業品的消費決策，即：

（7）

從式（6）、（7）可以得到不同工業品的消費量與其價格之間的關系：（8）

公式（8）進一步轉化為：（9）

把式（9）帶入約束式，則

故，（10）

（10）式就是地區1差異化的工業品j的間接需求函數。消費者消費差異化工業品j時的支出額為，我們可以得出消費者對工業品的總支出，

因此，（11）

從上式可以看出，消費者對工業品的支出相當于消費者以的價格購買了單位的工業品組合，前面的系數稱為工業品組合的價格指數，即為Krugman引入的價格指數形式。

（12）

第二步考慮初級勞動者在農產品和工業品組合之間的選擇，即：（13）

代表初級勞動力的收入，建立拉格朗日函數：

（14）

然后分別求并令其等于零，則可得到消費者的消費決策，即：

整理可得：，（15） （16）

將（16）式帶入（10）并入（12）可得初級勞動力對當地工業品的消費量為：

同理，異質性勞動力對工業品需求為：

所以，當地工業品需求總量

由于b>a，異質性勞動力對工業品有著更大的差異化需求。當異質性勞動力數量上升，即增加時，工業品的需求量將會上升，需求的上升使得區域1中廠商數量增加，產品種類增多，使得地區1中的工業經濟規模增加。

二、結論

基于勞動力異質性角度，本分析了消費結構異質性對經濟增長的作用機理，主要結論是：勞動力的消費異質性對經濟主體中的工業部門存在不同影響，異質性勞動力的消費結構對工業部門的影響更大。當異質性勞動力總量增加，即異質性勞動力占比增加時，對工業部門產生更大影響，進而推動工業部門的發展和產業升級，推動經濟增長；當異質性勞動力消費異質性偏好不斷擴大時，有利于推動工業部門規模擴大，推動產業創新、升級和進步，促進社會社會經濟發展。

作者簡介：王焱（1991.01—），男，漢族，河南人，碩士，重慶大學公共管理學院，研究方向：產業經濟學。單位出口商品廢氣排放量、單位出口商品廢水排放量和單位出口工業固體廢物產生量來衡量。商品維度中，選用工業制成品占出口的比重；市場結構中，選用進出口量前10位國家所占比重來進行衡量。

我國外貿增長方式評價指標的計算采用主成分分析法，通過SPSS進行主成分分析，前三個主成分的以涵蓋90%以上的信息量，則3個主成分的表達式為：

F1=0.9x1+0.836x2+0.929x3-0.916x4-0.04x5+0.625x6+0.979x7+0.915x8+0.983x9+0.88x10

F2=0.085x1-0.169x2-0.199x3+0.143x4+0.686x5+0.726x6-0.105x7+0.892x8+0.025x9-0.161x10

F3=0.366x1+0.489x2-0.091x3+0.242x4+0.558x5-0.146x6-0.085x7-0.382x8+0.114x9-0.311x10

根據1995-2011年數據計算得出的前三個成分值，利用主成分F1、F2、F3做線性組合，并以每個主成分的方差貢獻率作為權數構造一個綜合評價函數：y=6.341F1+1.927F2+1.036F3

最后得到的整體評價指標見表1。該成分大致是逐年增加的，從1995-2011年間，我國外貿增長方式在不斷向著集約型方向發展，但2008年以來受到國際金融危機歐洲主權債務危機的巨大拖累。

表1 整體評價指標

年份指標值年份指標值年份指標值年份指標值

2011 222.84662006 210.80962001 -123.7351996 -198.168

2010 241.07682005 171.75282000 -101.7561995 -173.972

2009 72.973332004 89.514621999 -235.785

2008 251.92012003 -1.726751998 -186.554

2007 253.54772002 -70.63931997 -55.8985

二、影響我國外貿增長方式因素的實證分析

本文研究外貿增長方式和GDP、有效匯率、就業人員數量、平均工資、利率、資本存量、FDI、出口量、進口量之間的關系。

資料來源：1996-2012年《中國統計年鑒》、中國人民銀行官網、《中國貿易外經統計年鑒》

采用ADF單位根檢驗，并對不平穩變量的差分進行檢驗，除了利率與GDP為平穩序列外，其他的序列都存在單位根，是非平穩的。除評價指標和FDI為一階單整序列外，其余的為二階單整序列，因此分別用工資增加額W1、新增就業人數L1、資本增加額K1、進口增加額IM1、出口增加額EX1，匯率E1變動值來替代工資W、就業人數L、資本K、進口IM、出口EX和匯率E。更換變量后，新增工資和新增就業都為穩定序列，新增出口和進口為一階單整序列，資本為二階單整序列，在對匯率的變化尋找穩定時失敗。

分別檢驗外貿增長方式和新增進口、外貿增長方式和新增出口、外貿增長方式和實際利用外商投資之間有無協整關系。結果表明影響外貿增長方式的因素有新增進口額、新增出口額、FDI，就業、工資、資本、匯率與我國現在的外貿增長方式之間不存在長期穩定的關系。

將外貿增長方式和新增出口、FDI、新增進口放在一起，構建VECM模型，選擇一期滯后，進行回歸。從結果可知，雖然這些變量和外貿增長方式之間都存在長期穩定關系，它們對外貿增長方式的影響都不是非常明顯。從Granger因果檢驗的結果可知，外貿增長方式是進口增加額IM1和出口增加額EX1的Granger因果關系的原因，這說明外貿增長方式是進口增加IM1和出口增加EX1的先行指標。其他Granger因果關系檢驗在統計上都不顯著。

三、結論

本文構建了衡量我國外貿增長方式的指標體系，并對可能影響外貿增長方式的因素進行了理論和實證分析。FDI并不是外貿增長方式的Granger原因，有必要對利用外資的作用進行重新評估。GDP不是外貿增長方式的Granger原因，外貿增長方式并不會隨著經濟規模的擴大自發地“變好”。外貿增長方式的轉變也不能顯著地引起GDP增長，這說明追求外貿質量有可能與追求經濟高增長的政績觀念產生矛盾。本文實證研究表明，影響外貿增長方式的因素往往是復雜和綜合的，單一宏觀經濟變量對外貿增長方式都沒有顯著的線性影響。這也解釋了外貿增長方式往往不隨經濟的發展自然而然的“變好”，在一定條件下還有可能“變壞”。

參考文獻：

[1] 陳慶景. 2009.中國價格貿易條件的變動及影響因素分析[D].廈門大學碩士學位論文.

[2] 來特，王國順. 2006.對外貿易評價體系的構建及我國對外貿易關系現狀評析[J].對外經濟貿易大學學報（3）：11-18.

作者簡介：盛星（1989.05—），女，土家族，湖北人，碩士，重慶大學公共管理學院，研究方向：國際貿易學。