劉易斯拐點、資本非農化傾向和二元經濟結構轉化

李　勇

(西北大學 經濟管理學院，陜西 西安 710127)

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劉易斯拐點、資本非農化傾向和二元經濟結構轉化

李勇

(西北大學 經濟管理學院，陜西 西安 710127)

鑒于近年來我國二元經濟結構轉化的停滯，本文在一個邏輯自洽的理論分析框架下探討了資本非農化傾向與二元經濟差距之間的門檻關系，研究結果發現：(1)當經濟尚未跨過劉易斯拐點，農業部門存在著大量的剩余勞動力時，資本非農化傾向將引起二元經濟差距較大幅度的降低；(2)當經濟跨過(或接近)劉易斯拐點，農業部門的剩余勞動力不斷減少時，資本非農化傾向對與二元經濟結構轉化的促進作用將逐漸降低。在此基礎上，本文還利用1978-2013年的省際面板數據進行了實證分析，結果，很好的證實了上述邏輯。最后為本文的結論性述評。

劉易斯拐點；資本非農化傾向；二元經濟差距；二元經濟結構轉化

一、引　言

回顧改革開放以來的二元經濟轉化軌跡可以發現，我國二元經濟反差的程度自改革開放以來逐漸降低，農村勞動力的釋放和二元經濟結構的轉化成為這一時期高速經濟增長的重要條件。為此，本文利用相關統計資料計算出我國1952年以來的二元對比系數和二元反差指數，結果如圖1所示。

根據圖1可以發現，改革開放以來我國二元經濟結構已經有了一定程度的改善，反映二元經濟結構的指標(二元對比系數和二元反差指數)分別從1978年的0.1635、0.4249變化為2013年的0.1744、0.3340*二元對比系數是農業和非農業的勞動生產率之比，二元反差指數是農業和非農業兩部門產值比重與勞動力比重差值絕對數的平均值。二元對比系數越小，二元反差指數越大，二元經濟結構則越強。。但不論是與發達國家還是發展中國家相比較，我國二元經濟反差的程度仍然很大[1]*李穎[1]根據相關統計資料計算后發現，發展中國家的二元對比系數通常在0.31-0.45之間，發達國家的一般在0.52-0.86之間，而我國二元對比系數基本上低于發展中國家最低水平。。尤其是從2002年以來，我國二元經濟結構轉化的速度逐漸減慢(根據計算，2002-2013年的二元對比系數的年均變化率為0.02，二元反差指數的年均增長率僅為-0.007，在2008-2013年更是趨于停滯)。那么，是什么因素拖累了我國二元經濟結構轉化的速度呢？經典的研究文獻[2-3]強調要素從農業部門向非農部門的轉移是發展中國家擺脫二元經濟結構的關鍵，二元經濟結構的轉化實際上就是工業化和城市化同步推進的過程。

圖1　二元對比系數和二元反差指數的時序特征(1952-2013)

資料來源：根據《新中國六十年統計資料匯編》和相應年度的統計年鑒整理計算得出。

根據劉-費-拉模型的思路，資本的非農化傾向和農村剩余勞動力的自由轉移應該是發展中國家二元經濟結構轉化的必然趨勢，我國要素市場的配置特征、流動方向和分布格局也恰好印證了這一點，具體來說：一方面，資金雖然在政府的影響下仍然流向了資本密集型行業(國有部門)，但在市場的作用下，勞動密集型產業(非國有部門)通過金融漏損*主要表現為三角債的商業信用和國有資產直接轉移到私人部門兩條渠道[4-5]。和非正規金融獲得了大量的資金，這間接刺激了非農部門對于農村剩余勞動力的需求[5-7]；另一方面，鑒于非農部門對于農村剩余勞動力的巨大需求，戶籍制度的執行逐漸放松，大量的農村剩余勞動力實現了從農業向非農部門的轉移，這不僅對非國有部門和總體經濟的快速增長產生了積極的影響，還極大地促進了改革開放以來我國二元經濟結構的轉化。很顯然，劉-費-拉模型為我們理解改革開放以來的二元經濟結構轉化進程提供了很好的思路，但卻對2002-2013年的二元經濟結構轉化的停滯無法解釋。那么，是什么因素導致了現階段二元經濟結構轉化的停滯呢？

近來的研究文獻分析了要素錯配對二元經濟結構轉化的阻礙作用。其研究發現，受到政府政策、市場壟斷以及制度文化等因素的影響，大多數發展中國家要素市場的流動受到了極大的限制，從而對二元經濟結構的轉化產生了消極影響[8-10]。進一步分析中國的經濟發展現實便可以發現，我國要素市場化的改革一直相對滯后，要素的定價和流動受到政府廣泛而深遠的干預[11]。除此之外，受到“以經濟增長為中心”的發展戰略和晉升激勵等因素的影響，政府仍然傾向于將要素價格人為的壓低，從而引起資本和勞動力在農業和非農業之間的錯配(非農部門配置的資本過多，農業部門配置的勞動力過多)，進一步導致二元反差程度和城鄉收入差距的持續擴大[12-16]。誠然，要素錯配固然對改革開放以來的二元經濟結構轉化起到了一定的阻礙作用，但問題是在要素錯配存在的大多數年份里，我國二元經濟反差的程度是逐漸縮小的，其并沒有惡化反而是降低了“重工業優先發展戰略”時期的二元經濟結構。要素錯配雖然在一定程度上對二元經濟結構的轉化起到了阻礙作用，但卻僅僅是充分而非必要條件。

綜上所述，劉-費-拉模型雖然可以理解改革開放以來的二元經濟轉化進程，但卻不能很好地解釋現階段二元經濟轉化速度停滯的現象。要素錯配雖然在一定程度上阻礙了二元經濟結構的轉化，但還不足以解釋問題的全部。仔細分析劉-費-拉模型的思路可以發現，只要資本非農化傾向引起農村剩余勞動力向非農產業的轉移，就可以促進二元經濟結構的轉化，但這需要以經濟尚未跨過劉易斯拐點，農村存在大量剩余勞動力為研究前提。但從新常態以來經濟發展的具體特征來看，人口紅利對于經濟增長的貢獻在逐漸減弱，農村剩余勞動力的轉移逐漸減少，中國的“劉易斯拐點”也開始顯現，部分城市甚至開始感受到了工資過快上漲、“民工荒”、“技工荒”和“返鄉潮”的壓力[17-19]*自王德文等[17]首次提出中國經濟已經進入“劉易斯拐點”以來，大量的研究學者圍繞著這一命題進行了爭論。贊同“劉易斯拐點”的研究學者[18]認為劉易斯拐點到來的時間應該在2002-2004年，這一時期城鎮勞動力市場已經感受到了短缺的壓力，并引起了工資的過快上漲，中國經濟已經從勞動力“無限供給”的時代過渡到了“有限供給”的現代增長階段。否定“劉易斯拐點”到來的學者則從城市化水平，勞均耕地以及城鄉工資差距等方面論證中國的“劉易斯拐點”還尚未到來，中國農村目前還有大量的剩余勞動力，到來的時間大概應在2020-2030年左右[19]。根據以上討論，本文發現2002年左右正是我國二元經濟轉化開始停滯的時候，那么劉易斯拐點便有可能對資本非農化傾向與二元經濟轉化之間的關系產生影響，從而構成本文研究的邏輯起點。。例如，王德文等[17]便指出，2004年農村剩余勞動力的比例為23.5%，還不到全部農村勞動力的1/4。真正剩余并愿意流動的有效剩余勞動力(40歲及以下的農村經濟活動人口)最多只有4800萬人，僅占全部勞動人口的11.7%。自2004年珠江三角洲首次出現“民工荒”以后，“民工荒”現象不僅沒有緩解或者消失，反而向其它地區蔓延，到了2007年中西部省份也開始出現了勞動力短缺，中國的勞動力市場正逐漸從“無限供給”向“有限供給”過渡[20]。

因此，既然資本非農化傾向引起二元經濟結構轉化需要以農村存在大量剩余勞動力為前提，那么一個可行的邏輯便是：當剩余勞動力不斷減少時，資本非農化傾向對于二元經濟結構轉化的促進作用將不斷減弱，即資本非農化傾向對于二元經濟結構轉化的促進作用會受到“劉易斯拐點”的影響。沿著這個思路，本文進一步通過一個理論模型證明，資本的非農化傾向對于二元經濟結構的轉化具有促進作用，但促進作用的大小還受到劉易斯拐點的影響。當農村的勞動力較多時，資本的非農化傾向對于二元經濟結構轉化的促進作用較大；反之，則促進作用較小。這個理論模型不僅可以解釋改革開放以來二元經濟差距的降低，還可以解釋現階段二元經濟轉化速度的停滯，從而為理解改革開放以來的二元經濟轉化進程提供了一個邏輯自洽的理論分析框架，進一步為正確認識資本非農化傾向在二元經濟結構轉化中的作用提供了理論依據。

本文剩余部分的結構安排是：(1)第二部分通過一個理論模型探討劉易斯拐點，資本非農化傾向和二元經濟結構之間的關系，得出研究命題；(2)第三部分利用面板門檻回歸模型對上述研究命題進行實證分析；(3)第四部分得出研究結論。

二、理論模型

如上所述，劉易斯拐點可能會對資本非農化傾向與二元經濟結構之間的關系產生影響。為此，本文考察這樣的一個經濟環境：假設經濟中存在著農業部門(R)和非農部門(U)兩類，非農部門和農業部門的生產函數分別為：

(1)

YR=F(KR,LR)=min(ARKR,BRLR)=ARKR,LR>L0

(2)

(3)

式(1)-(3)中，YU、YR為非農和農業部門的產出，Ai,Ki,Li(i=U,R)分別為兩部門的技術、資本和勞動投入，α,β分別為兩部門的要素投入彈性，且α>β。非農部門的生產函數滿足C-D形式，農業部門的生產函數則受到了剩余勞動力的影響，當LR>L0(存在大量剩余勞動力，尚未跨過劉易斯拐點)時，非農部門的生產函數滿足里昂惕夫技術；反之，非農部門的生產函數滿足C-D形式。

資本的反需求函數為：r=a-bK(K=KU+KR)，r為利率，a、b為固定系數。

進一步假設勞動力的需求量由兩部門的資本需求量分別確定，即：

(4)

其中，P為價格。

從我國工業化的進程來看，在“重工業優先發展戰略”時期，由于重工業的要素稟賦結構與當時的“比較優勢”不一致，且在正常的市場環境下缺乏“自生能力”，這導致我國只能通過農業補貼工業、價格“剪刀差”和壓低要素價格等方式為重工業提供原始的資本積累[21-23]。到了改革開放時期，“重工業優先發展戰略”雖然被逐步揚棄，但因為農業“弱質性”和二元金融結構等因素的影響，資金分配的“非農化”傾向一直延續至今[24-27]。因此，在這種情形下，資本的“非農化”傾向使得非農部門在信貸資源(資本)的分配中具有“先行者優勢”，即非農部門首先根據自己的意愿決定資金的分配比例，農業部門以此為基礎獲得總貸款扣除非農部門資金水平后的剩余資金，其博弈的具體結構為：

圖2　資本“非農化”傾向的博弈結構

如圖2所示，當資本的分配存在“非農化”傾向時，農業部門和非農部門的資金分配主要分為兩個階段：

第一階段：非農部門首先確定自己的資本水平；

第二階段：農業部門根據總貸款中扣除非農部門資金水平的剩余部分確定自己的資本水平。

那么，利用逆向歸納法可以求得非農部門和農業部門的資本和勞動水平以及二元對比系數*為了表達簡便，本文用二元對比系數的倒數來表示。，具體為：

其中，?KR/?KU=-1/2[1+(P/2b)×F″]，(LR>L0),?KR/?KU=-1/2(LR>L0)。

(?φ/?KU)LRL0<0

(5)

根據以上結果可以發現：

(1)從總體上來看，非農部門資金水平的增加將引起兩部門(農業部門和非農部門)二元差距的縮小，這主要是因為在資本非農化傾向的背景下，非農部門資本水平的增長雖然引起了農業部門資本水平的下降，但同時也引起了農村剩余勞動力從農業向非農部門的轉移。因此，非農部門資本水平的增加將導致兩部門人均資本需求量的收斂和二元經濟差距的縮小(?φ/?KU<0)。

根據以上討論，本文提出以下可供檢驗的命題：

命題1：非農部門的資本越多，兩部門的二元反差程度越小。

命題2：當農業部門的勞動力較多時，非農部門資本水平的增加將引起二元經濟差距較大幅度的下降；反之，非農部門資本水平的增加將引起二元經濟差距較小幅度的下降。

三、實證檢驗

如上所述，本文分析了劉易斯拐點在資本非農化傾向影響二元經濟差距中所起的作用。為了驗證以上研究命題，本文選取的指標和數據包括：

(一)指標選取和計算方法

表1　變量定義、數據說明和具體計算方法

如表1所示，本文選取的被解釋變量為二元經濟差距(GAP)和二元反差指數(GAP1)。核心解釋變量為資本非農化傾向，由于非農部門和農業部門資本存量存在著反向變動關系，故本文采用相對指標而不是絕對指標來反映資本的非農化傾向*徐現祥[28]核算了1978-2002年兩部門三產業的資本存量數據，在此基礎上，本文沿用該方法對2003-2013年的資本存量數據進一步進行了核算，從而得出了1978-2013年的農業部門和非農部門的資本存量數據。。根據本文的分析，劉易斯拐點將導致資本非農化傾向與二元經濟反差之間的關系存在著非線性關系，故本文使用非農部門就業人數(LAB)和農村剩余勞動力(SLAB)兩個指標作為門檻變量進行檢驗。

對于農村剩余勞動力的估算，本文借鑒涂圣偉、何安華[29]的研究方法利用省際面板數據重新進行了核算*這主要是因為1952年的勞均耕地面積比較接近國家統計局測算的農業初期集約化經營水平(勞均耕地0.67-1.0公頃)，且1952年處于人口增長高峰期(1949-1957)的中間年份[29]。。具體的估計公式為：

SLit=Lit-{Sit/[Mit×(1+Nit)(t-t0)]}(t0=1952)

(6)

式(6)中，Mit、Nit和為第t年第i個省份農村勞動力實現充分就業時的勞均耕地面積和經營耕地變動率。t0為不存在剩余勞動力的基期年份(本文取t0=1952)，Sit為耕地總面積，Lit為勞動力總人數，SLit為農村剩余勞動力。

控制變量我們則主要選擇了兩部門相對技術進步率(RTFP)*兩部門技術進步率的估算本文采用了M指數，產值數據為兩部門的GDP，投入數據為兩部門的資本和勞動。、經濟增長率(REGDP)、開放程度(OPEN)和重工業產值比重(HEAVY)等五個指標分別反映技術進步、經濟增長、開放程度和重工業優先發展戰略對于二元經濟差距的影響。

上述所有數據均來源于《新中國60年統計資料匯編》、各年度《中國經濟統計年鑒》、《固定資產投資統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》和《中國農村住戶調查年鑒》。地區進出口總額的原始數據通過中間匯率進行了相應調整。本文以1978年為基期，在換算出了定基價格指數后，相應變量也用定基價格指數進行了剔除。由于樣本的缺失和極端值的存在，本文剔除了西藏、天津和海南的相應指標，對于重慶，本文的處理辦法是將其1997年以后的數據合并到四川省，這樣我們便得到了1978-2013年全國28個省、市和自治區(直轄市)的非平穩面板數據，最后，我們還對被解釋變量和核心解釋變量進行了對數處理。

(二)估計模型

為了估計資本非農化傾向與二元經濟差距之間的非線性關系，本文使用面板門檻回歸模型進行估計，具體的估計模型為：

(7)

式(7)中，yit為被解釋變量，xit為核心解釋變量；qi為“門檻變量”。Ii(γ)=qi≤γ為指示函數，當q1I≤γ時，Ii(γ)=1，反之則為0。γ為具體的門檻值，其將總體的樣本一分為二。 Controljt為其它影響被解釋變量的重要因素， ηi為不可觀測效應，β1、β2、αj和門檻值γ為具體的待估參數，εit為殘差。

(三)實證分析

本文的實證檢驗包括兩部分：(1)利用靜態面板技術和GMM模型驗證命題1；(2)利用面板門檻回歸模型驗證資本非農化傾向與二元經濟差距之間的門檻關系。

1. 靜態面板和GMM估計結果

為了證實命題1，本文首先利用靜態面板和GMM估計方法進行估計，結果如下所示：

如表2所示，本文首先估計資本非農化傾向(lnRCAP)與二元經濟差距(lnGAP)之間的關系估計方程(1)，F檢驗和豪斯曼(Hauseman)檢驗表明固定效應模型的結果是較為可信的。估計系數為-2.611，表明資本非農化傾向每提高1%，將導致二元經濟差距減小2.611%，說明資本非農化傾向的提高會降低二元經濟差距。其次，為了分析其它因素對于二元經濟差距的影響，本文還加入了相應的控制變量估計方程(2)，結果發現重工業比重(HEAVY)的系數顯著為正，這說明“重工業優先發展戰略”雖然被逐步放棄，但仍舊是二元經濟差距擴大的重要影響因素，與KanburandZhang[30]和陳斌開、林毅夫[31]等人的研究結論相一致。經濟增長(REGDP)、開放度(OPEN)以及城市化水平(UBR)的提高是有利于二元經濟結構轉化的，與大多數的研究結論相一致，故不再詳述。兩部門相對技術進步率與二元經濟差距的系數為負，但不顯著，這說明我國農業部門和非農部門的經營還以“粗放式”經營為主，增長質量和技術進步率明顯偏低，進一步導致兩部門的技術進步差異還無法影響二元經濟結構轉換。最后，為了控制遺漏變量所造成的內生性，本文還進一步利用GMM方法估計了方程(3)和(4)，結果發現資本非農化傾向的估計系數仍然顯著為負，在考慮了內生性后資本非農化傾向仍然有利于促進二元經濟轉化。

表2　靜態面板和GMM估計結果

除此之外，本文重復上述步驟估計了資本非農化傾向(lnRCAP)與二元反差系數(lnGAP1)之間的關系估計方程為(5)-(8)，結果與二元經濟差距的估計系數相似。上述實證分析結果表明：資本的非農化傾向的提高會降低二元經濟差距和二元反差系數，促進二元經濟結構轉化，這主要是因為：資本的非農化傾向雖然降低了農業部門的資本存量，還間接刺激了非農部門對于農村剩余勞動力的需求，進一步實現了農村剩余勞動力從農業部門向非農部門的轉移，即命題1得證。

本研究結果顯示，經皮肝膽囊穿刺引流術聯合腹腔鏡膽囊切除術組術中出血量、術后排氣時間、住院時間等方面均明顯優于傳統腹腔鏡膽囊切除術組(P<0.05)。究其原因為在急性膽囊炎患者的發病期間，膽囊呈現出腫大狀態，和周圍組織粘連嚴重，增加了腹腔鏡切除術治療難度，但經皮肝膽囊穿刺引流術會明顯縮小膽囊體積、增大手術視野、相應的降低手術難度，同時，有效控制了術中可能存在的損傷，縮短了患者的術后恢復時間[9]。

2. 面板門檻估計結果

為了驗證命題2，本文還需要利用面板門檻回歸模型驗證資本非農化傾向與二元經濟結構之間的非線性關系。

在進行門檻估計前，首先需要利用“格子搜索法”(Grid Search)尋找具體的門檻估計值。做法如下：第一步利用我們計算的非農部門就業人數(lnLAB)和農村剩余勞動力(lnSLAB)進行升序排列，并根據Hansen[32]的建議忽略掉前后各約10%的觀測值；第二步利用式(7)進行面板門檻估計并獲取其殘差；第三步利用自主抽樣法(Boostrap)模擬似然比檢驗(本文重復次數為3000次)，進一步檢驗門檻效應的存在性。門檻效應檢驗的估計結果如表3所示：

表3　門檻效應檢驗結果

根據表3可以發現，在5%的顯著性水平下，信貸資源的非農化傾向和二元經濟差距、二元反差系數之間存在著明顯的門檻特征，表明利用面板門檻回歸模型進行估計是較為合理的，門檻估計值如表4所示：

表4　門檻估計值和置信區間

利用表4的門檻估計值便可以對面板門檻回歸模型進行估計，具體的估計結果為：

最后，為了剔除核心解釋變量和控制變量以及遺漏變量的內生性，本文的穩健性檢驗包括：(1)剔除控制變量后，直接利用核心解釋變量與被解釋變量進行面板門檻檢驗；(2)利用核心解釋變量(lnRCAP)的滯后一期與被解釋變量進行面板門檻檢驗。穩健性檢驗結果發現，核心解釋變量與被解釋變量的系數仍然顯著為負，且存在明顯的門檻特征*鑒于篇幅所限，具體估計結果本文不再列出，有興趣的讀者可以向作者索取。，說明了本文研究結果的穩健性。

表5　面板門檻模型具體估計結果

四、結論性述評

二元經濟結構轉化對于發展中國家持續增長的重要性是不言而喻的，但從我國二元經濟轉化的進程來看，我國的二元經濟結構轉化卻在近年來出現了停滯。對于其原因，本文沿著劉-費-拉模型的思路，并結合近年來關于劉易斯拐點的討論，在一個邏輯自洽的理論分析框架下探討了資本非農化傾向與二元經濟結構轉化之間的非線性關系(門檻特征)，研究發現：(1)當經濟尚未跨過劉易斯拐點時，農業部門存在著大量的剩余勞動力，農業部門資本存量的減少將會引起非農部門資本存量較大幅度的增加，同時還伴隨著剩余勞動力較大幅度的轉移。因此，此時資本非農化傾向將引起二元經濟差距較大幅度的下降。(2)當經濟跨過(或接近)劉易斯拐點時，農業部門的剩余勞動力減少，農業部門資本存量的降低只會引起非農部門資本存量較少幅度的增加，農村剩余勞動力的轉移會逐漸減弱。因此，此時資本非農化傾向對于二元經濟轉化的促進作用將不斷降低。除此之外，本文還利用改革開放以來(1978-2013年)的省際面板數據進行了實證分析，結果驗證了上述猜想。

上述研究結論表明，資本的非農化傾向還是可以促進二元經濟結構轉化的，從而說明劉-費-拉的思路與我國改革開放以來的二元經濟結構轉化進程是相吻合的。但與此同時，本文還發現隨著經濟逐漸接近劉易斯拐點，資本非農化傾向的代價將日趨高昂，其結果不僅導致農業部門發展的緩慢，更同時對二元經濟結構的轉化無所裨益，這樣我們不僅說明了資本非農化傾向促進二元經濟結構轉化的前提條件，還同時對現階段二元經濟結構轉化的停滯提供了新的解釋。

據此得出的政策性啟示為，當經濟逐漸接近或跨過劉易斯拐點時，人口的結構性轉變可能會導致以往政策效力的減弱乃至失效。那么，我們在制定促進二元經濟轉化的相關政策時需要尤其重視人口的結構性轉變對其所產生的影響。一個切實可行的思路便是：在城鄉協調發展戰略的背景下，打破傳統的以犧牲農業部門資本為代價的資本積累模式，利用非農部門資本的邊際增量進行農業積累，在非農部門資本積累不受損失的條件下構建有利于農業資本“邊際增量傾斜”的政策體系，這不僅有利于消除因為農業弱質性和政策性歧視所造成的農業部門資本積累不足，實現農業部門的快速發展，更有利于加速我國兩部門經濟增長的收斂和二元經濟結構的轉化。

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責任編輯、校對：李斌泉

2016-01-14

中國博士后基金“新常態時期要素市場扭曲的宏觀效率損失研究”(項目編號：2015M589263)；陜西省社科基金“陜西省國有企業支持產業結構優化升級的對策與績效研究”(項目編號：2015D001)；陜西省社科聯基金“新常態背景下陜西省所有制結構影響經濟增長質量的理論與實證研究”( 項目編號：2016Z016)。

李勇(1985-)，四川省南充市人，西北大學經濟管理學院講師，西方經濟學博士后，研究方向：企業組織與轉型。

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1002-2848-2016(04)-0098-09