經濟發(fā)展中勞動份額演變的U型規(guī)律

一、 引言

市場經濟中各種生產要素根據其貢獻進行初次分配，勞動在初次分配中的狀況用勞動份額即勞動者報酬占GDP比重來刻畫。自20世紀90年代至今，包括中國在內的很多發(fā)展中國家勞動份額經歷了快速下降，對此，大部分學者用產業(yè)結構變遷、有偏技術進步、經濟全球化以及產品與要素市場的非競爭性等中期因素解釋其成因國內研究的一個綜述參見周明海等：《中國勞動收入份額的下降：度量與解釋的研究進展》，載《世界經濟文匯》2010年第6期，第92-105頁。國外研究的一個綜述參見：Schneider， D.， “The Labor Share： A Review of Theory and Evidence，” Sfb Discussion Papers， 2011.，很少有研究將勞動份額的變化與經濟發(fā)展特定階段聯系起來，分析初次分配格局演變與經濟發(fā)展的一般關系。

在我們所掌握的文獻中，Maareky等人研究了制造業(yè)勞動份額演進與經濟發(fā)展的關系，基于跨國數據的回歸發(fā)現，制造業(yè)勞動份額與人均收入之間存在確定的U型關系，即隨著人均收入提高，制造業(yè)勞動份額將經歷先下降后上升的U型變化過程Maareky P.， “Labor share， Informal sector and Development，” Mpra Paper， 2012.Maarek P.， Orgiazzi E.， “Development and the labor share，” Thema Working Papers， 2016.。李稻葵等人討論了總勞動份額隨經濟發(fā)展演進的一般規(guī)律李稻葵等：《GDP中勞動份額演變的U型規(guī)律》，載《經濟研究》2009年第1期，第70-82頁。龔剛、楊光：《論工資性收入占國民收入比例的演變》，載《管理世界》2010年第5期，第45-55頁。。運用跨國數據進行實證檢驗發(fā)現，經濟發(fā)展與總勞動份額之間存在穩(wěn)定的U型關系，轉折點大約在人均GDP6000 美元（2000 年購買力平價，以下同）。上述文獻盡管為相關領域的研究提供了新視角，但在理論與實證方面仍存在問題。一方面，這些研究通常假定了農村勞動力全部轉移到工業(yè)，并且轉移勞動力的工資遠低于其邊際貢獻，其理論基礎是古典二元經濟理論，存著嚴重缺陷Harris J. R. & Todaro M. P.， “Migration， Unemployment & Development： A Two-Sector Analysis，” American Economic Review， Vol.60，No.1，1970， pp.126-42.Jorgenson D.， “Surplus Agricultural Labour and the Development of a Dual Economy，” Oxford Economic Papers， Vol.19，NO.3， 1967， pp.288-312.。另一 方面，這些研究盡管發(fā)現了勞動份額與經濟發(fā)展之間的U型關系，但U型演進路徑特別是拐點位置會受到哪些因素影響，并沒有進行實證分析。

本文力圖從理論和實證兩個方面深化對經濟發(fā)展與初次分配關系的認識。在理論上，本文將摒棄轉移勞動力工資低于其邊際貢獻的假定，基于增長與結構轉型領域的最新研究成果，通過構建一個兩個產業(yè)三個部門結構轉型模型，將農業(yè)技術進步、自雇者等因素納入，分析經濟發(fā)展過程中勞動份額演進的一般規(guī)律和內在機理。在實證方面，我們建立了一個包含52個經濟體1970—2010年間的跨國面板數據，在對自雇者收入進行合理調整的基礎上進行實證檢驗，數據很好驗證了理論分析的主要結論。基于中國數據的比較分析發(fā)現，我國勞動份額正處于U型曲線由下降轉為上升的過渡階段，不斷提升農業(yè)生產率將有助于拐點的盡早到來。

本文以下的結構安排是，第二節(jié)是理論分析；第三節(jié)是跨國數據的實證檢驗和中國數據的比較分析；最后是結論與政策建議。

二、 理論分析

經濟發(fā)展通常表現為第一產業(yè)比重不斷下降和第二產業(yè)、第三產業(yè)比重上升的產業(yè)結構變遷過程。長期以來，圍繞結構變遷的動因及路徑，經濟學家進行了大量的研究。古典二元經濟理論認為，農業(yè)存在著大量勞動邊際生產率為零的剩余勞動力，工業(yè)可以以由習慣和制度所決定的生存工資獲得無彈性農村剩余勞動力供給，因而農村剩余勞動力的大規(guī)模轉移將推動產業(yè)結構迅速變遷Lewis W.， “Economic Development with Unlimited Supplies of Labour，” Manchester School， Vol.22，No.2， 1954， pp.139-191.。新古典二元經濟理論并不同意農業(yè)勞動邊際生產率為零的觀點，認為農業(yè)產出的變化將引起人口數量的相應變化，推動二元結構持續(xù)轉變的根本原因是農業(yè)剩余的出現。在最近的文獻中，越來越多的研究認為，結構變遷是諸如異質性偏好等需求端因素與部門間生產率差異等供給端因素共同作用的結果，農業(yè)技術進步是工業(yè)化的重要前提，而工業(yè)與服務業(yè)生產率水平高低決定著工業(yè)化程度Ngai R. & Pissariadies C.， “Structural change in a multi-sector model of growth，” American Economic Review， Vol.97，NO.1， 2007， pp.429-443.Foellmi R. & Zweimüller J.， “Structural change， Engel's consumption cycles and Kaldor's facts of economic growth，” Journal of Monetary Economics， Vol.55，NO.7， 2008， pp.1317-1328.。

在本節(jié)中，我們將基于增長與結構轉型的最新研究成果，通過一個簡單的兩個產業(yè)三個部門經濟模型來分析經濟發(fā)展過程中初次分配格局的變遷路徑。借鑒Hansen & PrescottHansen G. & Prescott E.， “From Malthus to Solow，” American Economic Review， VOl.92，No.4， 2002， pp.1205-1217.和Gollin et. alGollin D. et. al.， “The Role of Agriculture in Development，” American Economic Review， Vol.92，No.2， 2002， pp.160-164.研究的主要思路，我們的模型包含了兩個產業(yè)：生產農產品的農業(yè)和生產工業(yè)品的工業(yè)。但與他們不同的是，我們的模型除生產農產品的農業(yè)部門、生產工業(yè)品的企業(yè)外，還包括了自雇者，它與企業(yè)一樣供給工業(yè)品。將自雇者引入結構轉型分析框架的原因有兩個：第一，研究發(fā)現從農村遷移到城市的勞動力除進入正式部門就業(yè)外，大量不取得雇員工資而為自己工作的勞動者，即所謂的自雇者Yamada G.， “Urban informal employment and self-employment in developing countries： theory and evidence，” Economic Development and Cultural Change， Vol.44，No.2， 1996， pp.289-314.關于自雇者與雇員較為詳細的界定參見聯合國統(tǒng)計署：《國民收入核算體系2008》，北京：中國統(tǒng)計出版社，2012年。。根據Gindling & Newhouse的估計，大多數低收入經濟體的非農自雇者數量多于雇員Gindling T. & Newhouse D.， “Self-Employment in the Developing World，” World Development， Vol.56，No.3， 2014， pp.313-331.。進一步研究則發(fā)現，自雇者比重會隨著經濟發(fā)展而逐漸下降Pietrobelli C. et. al.， “An empirical study of the determinants of self-employment in developing countries，” Journal of International Development， Vol.16，No.6， 2004， pp.803-820.。第二，發(fā)展中國家總勞動報酬中，自雇者收入占據較大比重，特別是人均收入較低的經濟體，自雇者收入往往會超過雇員報酬占GDP比重Gollin，D.，“Getting Income Shares Right”，Journal of Political Economy，Vol.110，No.2，2001，pp.458-474.。

假定三個部門的生產函數分別為：

Ya，t=A（1+γT）tLa，t，if t

A（1+γM）tLa，t，if t≥tn（1）

Yms，t=A（1+γT）tLms，t， if w-c

A（1+γM）tLms，t，if w-c≥F2（2）

Ymf，t=A（1+θM）tKt，if wt=

A（1+θM）tLαmf，tK1-αt，if wt≠（3）

式中，Ya，t、Yms，t、Ymf，t分別是農業(yè)、自雇者和企業(yè)的產出；La，t、Lms，t、Lmf，t分別是農業(yè)、自雇者和企業(yè)所使用的勞動；Kt為企業(yè)的資本存量；A為全要素生產率系數。我們假定，農業(yè)與自雇者只使用勞動進行生產，其生產技術有兩種：現代技術和傳統(tǒng)技術，其外生技術進步速度分別為γM和γT為便于分析，模型假定農業(yè)與自雇者技術進步速度相同，放松這一假定并不影響理論分析的主要結論。，滿足γM>γT且傳統(tǒng)技術進步速度相當緩慢，在短期為零。企業(yè)除使用勞動外還使用資本，外生技術進步速度為θM，滿足θM>γT。

我們假定，農業(yè)在某個時刻tn之前一直使用傳統(tǒng)技術進行生產，自雇者在企業(yè)出現之前也一直采用傳統(tǒng)技術生產。由于自雇者采納現代技術需要啟動資金，而在經濟發(fā)展早期，自雇者通常無法從金融市場獲得融資，所以我們假定只有其收入w減去消費c后的剩余高于F2時，自雇者才有可能使用現代技術Blanchflower D. et. al.， “Latent entrepreneurship across nations，” European Economic Review， Vol.45，No.4-6， 2001， pp.680-691.后面我們將放松這一假定進行討論。。由于規(guī)模經濟以及生產外部性等原因，工業(yè)需要大量投資推進Murphy K. et. al.， “Industrialization and Big Push，” Journal of Political Economy， Vol.97，No.5， 1989， pp.1003-26.Azariadis C. & Drazen A.， “Threshold externalities in economic development，” Quarterly Journal of Economics， Vol.105，No.2， 1990， pp.501-26.，所以我們還假定，企業(yè)的出現需要付出一個固定成本F1。對于企業(yè)來說，如果隨著資本積累其勞動的邊際產出即工資w保持不變，其生產函數為AK生產函數；反之，為通常的Cobb-Douglas生產函數。

與Hansen & Prescott和Gollin et. al一樣，我們假定無限壽命經濟代表性當事人具有式（4）所示的Stone-Geary效用函數，at為農產品；mt為工業(yè)品。代表性當事人每一時期提供一個單位勞動并消費上述兩種商品。為分析方便，我們假定經濟沒有人口增長，所以總勞動力可以標準化為1。

U（mt，at）=log（Mt）+if at≥

atif at<（4）

式（4）所示Stone-Geary效用函數在增長與結構轉型模型中被廣泛運用，其理論基礎是“恩格爾法則”，即食品消費支出會隨收入的提高而不斷下降。由式（4），在任意時刻，由于代表性當事人生存需要，在基本農產品需求被滿足之前，工業(yè)品消費為零。而當基本農產品消費被滿足后，只有工業(yè)品消費才能增加其總效用。這一效用函數從需求端出發(fā)很好地解釋了產業(yè)結構由第一產業(yè)向第二產業(yè)和第三產業(yè)變遷的動因；另一方面也揭示了農業(yè)剩余對于結構轉型的重要性。

根據效用函數的性質，在農業(yè)沒有出現剩余之前，使用傳統(tǒng)生產技術的農業(yè)吸納了全部勞動力。當Ya，t ≥且經濟剩余小于F1時，農業(yè)的勞動力向城市轉移并成為使用傳統(tǒng)技術生產工業(yè)品的自雇者。我們將這一階段定義為結構轉型的第一階段由于農業(yè)傳統(tǒng)技術的技術進步十分緩慢，所以這是一個相當長的階段。。在這一階段，農業(yè)與工業(yè)（自雇者）的勞動力配置以及社會均衡工資率水平wt分別用式（5）、式（6）和式（7）表示。由于這一階段的生產并沒有使用資本，所以勞動份額固定為1。

La，t=A（1+γT）t，if Ya，t>（5）

Lms，t=1-La，t（6）

wt=A（1+γT）t（7）

當農業(yè)與自雇者經濟剩余緩慢增加并能承擔固定成本F1時，企業(yè)開始出現傳統(tǒng)技術的技術進步盡管相當緩慢，但長期來看，仍會有經濟剩余和人均收入緩慢增長。。在企業(yè)出現之后，我們假定在某個時刻之前，農業(yè)仍采用傳統(tǒng)技術進行生產。我們將這一階段定義為結構轉型的第二階段各國的發(fā)展實踐表明，只有經濟發(fā)展到一定階段后，工業(yè)才能反哺農業(yè)并推動農業(yè)技術進步。。在這一階段，企業(yè)的出現會產生大量勞動力需求。由于企業(yè)使用資本和現代技術，所以它比自雇者具有更高的勞動生產率。當企業(yè)生產的工業(yè)品能夠完全替代自雇者所生產的工業(yè)品時，自雇者將破產，企業(yè)將獲得來自自雇者的全部勞動力供給各國的經濟史表明，工業(yè)化初期可以觀察到大量手工業(yè)生產者破產。。由于這一階段農業(yè)仍使用傳統(tǒng)技術進行生產，其生產率在短期可以視為不變，所以企業(yè)只能以固定工資wt==A獲得雇傭勞動。理解這一點很簡單。如果企業(yè)提供的工資高于，將誘使農業(yè)部門的勞動力轉移到城市，農產品供給因此而下降；而由于基本農產品需求的存在，農產品供給下降勢必會導致農產品相對價格上升，這反過來又誘使城市勞動力向農村回流，所以在農業(yè)引入現代生產技術之前，社會均衡工資率將保持不變。

給定工資率水平不變，企業(yè)的生產函數為式（4）所定義的AK型生產函數，任意t時刻經濟的總勞動份額LSt由下式決定：

LSt=A+Lms，tA（1+θT）t+A（1+θM）tKt（8）

與結構轉型的第一階段相比，由于工資率并沒有發(fā)生明顯變化，所以式（8）分子表示的第二階段總勞動報酬等于第一階段。而企業(yè)的勞動生產率又遠高于自雇者，所以分母中企業(yè)的產出將隨著資本積累而不斷擴大。因此，勞動份額在這一階段將隨經濟發(fā)展而持續(xù)下降。當自雇者全部轉變?yōu)楣蛦T時，企業(yè)總產出中勞動份額的變化仍需要進一步檢驗。 深入展規(guī)劃中總勞動份額將下降至極值：

LSt=A+A（1+θM）tKt（9）

由式（8），在結構轉型的第二階段，盡管勞動份額下降是總體趨勢，但其下降幅度和下降速度會受到一系列因素影響。第一，自雇者與企業(yè)生產的工業(yè)品替代程度。替代程度越高，自雇者數量越少，勞動份額的低點越低。第二，生產技術。A越高，勞動份額低點越高。第三，企業(yè)技術進步速度。θM越大，企業(yè)資本積累速度越快，勞動份額的下降會越快。第四，財富的初始分布。根據Banerjee & Newman的研究，財富的初始分布對個體在雇員與自雇者之間的職業(yè)選擇有著重要影響B(tài)anerjee A.& Newman A.，“Occupational Choice and the Process of Development”，Discussion Papers，1990.。由于自雇者比企業(yè)具有更高的勞動份額，所以如果有更多自雇者能夠承擔使用現代技術的固定成本，勞動份額的下降速度將會變慢，勞動份額的低點也會提高。

當農業(yè)引入現代技術后，結構轉型將進入第三階段。在這一階段，社會均衡工資率因農業(yè)引入了現代技術而不斷提高：

wt=A（1+γM）t（10）

由于工資不再固定不變，企業(yè)生產函數由AK型轉變?yōu)镃obb-Douglas型。不考慮自雇者影響，此時經濟的總勞動份額為：

LSt=A（1+γM）t+A（1+θM）tLαmf，tK1-αt（11）

相比式（9），由于式（11）分子所表示的總勞動報酬不斷上升，而Cobb-Douglas生產函數具有生產要素邊際產出遞減的性質，所以第三階段的勞動份額隨資本積累將由第二階段的下降轉為上升。在這一階段，農業(yè)技術進步將驅使勞動力不斷地從農業(yè)轉移到工業(yè)，農業(yè)生產所使用的勞動力數量會逐步減少并接近于零。與此同時，工業(yè)的擴張也使得農業(yè)占總產出的比重不斷下降并接近于零，所以整個經濟生產函數最終可以用單部門Cobb-Douglas生產函數來刻畫。由于Cobb-Douglas生產函數要素分配份額不變，所以總勞動份額最終會收斂到α并恒定卡爾多曾經歸納發(fā)達國家經濟增長的六個程式化事實，要素相對分配份額保持不變是其中之一。參見： Kaldor N.，“Capital Accumulation and Economic Growth，” The Theory of Capital， Palgrave Macmillan UK， 1961.。與第二階段一樣，自雇者與企業(yè)生產的工業(yè)品替代程度、傳統(tǒng)技術的生產率和及企業(yè)的技術進步速度等，均會對勞動份額的上升速度以及收斂值產生影響。

綜上所述，我們的模型揭示了勞動份額隨經濟發(fā)展所呈現的U型變化規(guī)律，但與已有研究相比，我們的模型有三個本質區(qū)別：第一，工資率固定不變并不依賴于工資低于其邊際貢獻這一假定。第二，第二階段勞動力轉移以自雇者而不是農村勞動力向企業(yè)轉移為主。第三，拐點的出現并不依賴于剩余勞動力是否消失，而是取決于農業(yè)生產率是否持續(xù)提升。理論上講，解釋勞動份額U型變化的關鍵，在于解釋總勞動報酬慢于總產出增長所導致的勞動份額下降，以及總勞動報酬快于總產出增長所導致的勞動份額上升機理。已有研究用工業(yè)部門工資長期低于勞動邊際產出來解釋勞動份額下降原因，而在解釋勞動份額上升時，又假定了工業(yè)部門勞動邊際產出是下降的，這顯然不符合經濟理論與經濟發(fā)展的相關事實。因為勞動邊際產出遠低于工資并不符合企業(yè)利潤最大化要求，同時數據顯示，發(fā)展中經濟體人均資本存量隨人均收入增長而不斷提高是一種共同趨勢，所以除非全要素生產率出現倒退，勞動邊際產出下降與人均資本上升并不能并存。而我們在解釋勞動份額U型變化機理時，將工資率固定不變歸因于農業(yè)生產率長期停滯而導致的社會均衡工資率水平被“釘死”，同時將自雇者因素引入，說明總勞動報酬不變情況下總產出的擴張機理，這與經驗研究所發(fā)現的經濟發(fā)展過程中自雇者比重的變化模式是一致的。在解釋勞動份額由下降轉為上升機理時，并不要求企業(yè)勞動邊際產出下降，更符合經濟理論與經濟發(fā)展的事實。

三、 實證分析

由于眾所周知的勞動份額度量問題，使用跨國數據檢驗勞動份額與經濟發(fā)展的關系難度很大。在已有研究中，李稻葵等人用農業(yè)增加值占GDP比重代替自雇者收入對初始勞動份額進行調整，方法過于簡單。對于低收入經濟體，由于非農自雇者數量高于雇員數量，這種調整方法會導致勞動份額被嚴重低估。Maarek等人用制造業(yè)勞動份額而不是總勞動份額檢驗經濟發(fā)展與勞動份額之間的關系，盡管減輕了度量問題對實證分析結果的影響，但其結論能否擴展到整個經濟，仍需要進一步討論。在本節(jié)中，我們將運用新的數據實證分析勞動份額變化與經濟發(fā)展的關系，基于理論與實證分析結果，我們還將對中國勞動份額未來變化趨勢進行簡單的分析和判斷，以期提出合理的政策建議。

（一）計量模型

根據上節(jié)的理論分析，經濟發(fā)展中勞動份額U型動態(tài)演進的拐點取決于農業(yè)引入現代技術的時間；同時，自雇者收入比重及其演進也會對總勞動份額水平和變化拐點構成影響。限于數據原因，農業(yè)引入現代技術的時間難以直接刻畫，因而我們用第一產業(yè)比重來間接衡量。按照上節(jié)的理論分析，農業(yè)引入新技術的時間越早，勞動份額拐點的出現就越早。因此，當控制第一產業(yè)份額后，我們預期拐點出現的時期將會被推遲。因此，我們設定了以下的計量方程：

LSi，t=α0+α1pppi，t+α2ppp2i，t+α3asi，t+α4ssi，t+βi，t+εi，t（12）

式（12）中，LSi，t為經濟體i在t時刻的勞動份額；pppi，t為人均GDP；ppp2i，t為人均GDP平方；asi，t為第一產業(yè)份額；ssi，t為非農自雇者收入占GDP比重；i，t為一組控制變量；α0為常數項；εi，t為殘差。

（二）數據

Gollin提供了三種調整初始勞動份額的方法，其中第一種調整方法用雇員收入占GDP比重加上自雇者收入占GDP比重來調整勞動份額Gollin，D.，“Getting Income Shares Right”，Journal of Political Economy，Vol.110，No.2，2001，pp.458-474.。這種調整方法在勞動報酬的界定上與我國國家統(tǒng)計局對勞動者報酬的界定最為接近。考慮到數據可得性以及與中國數據的可比性，我們采用了Gollin方法1來調整初始勞動份額。

根據聯合國國民賬戶體系（SNA），自雇者收入在SNA1968賬戶體系中被統(tǒng)計在私人與非法人企業(yè)的營業(yè)盈余賬戶，在SNA1993和SNA2008賬戶體系中則被統(tǒng)計在混合收入賬戶，聯合國相關年份的《國民核算統(tǒng)計：主表與詳表》提供了部分國家私人與非法人企業(yè)營業(yè)盈余和混合收入數據。從這一數據來源中，我們根據Gollin方法1對初始勞動份額進行了調整，在此基礎上構造了一個包括52個國家和地區(qū)1970—2010年期間總勞動份額面板數據集。在我們的數據集中，所選取的國家和地區(qū)的數據至少在8年，既包括了發(fā)達國家，也包括了發(fā)展中國家，其中發(fā)展中國家的比重超過了一半。除勞動份額外，其他數據來源分別是：第一產業(yè)份額根據聯合國數據庫計算；非農自雇者收入占GDP比重為自雇者收入占GDP比重減去第一產業(yè)份額；人均GDP數據取自PWT8.1，為2005年不變購買力平價數據；回歸中所使用的控制變量為投資率、進出口總額占GDP比重，也取自PWT8.1。

表1給出了數據集不同發(fā)展階段雇員報酬占GDP比重和勞動份額的均值。其中，勞動份額1根據李稻葵等人提供的方法計算，勞動份額2根據Gollin方法1計算。可以看出，經過調整后的勞動份額1和勞動份額2均隨經濟發(fā)展呈現先下降后上升的U型動態(tài)變化特征。特別是勞動份額2，其U型特征較勞動份額1更為明顯。相比勞動份額2，按照李稻葵等人方法計算的勞動份額1明顯低估了總勞動份額，并且低于6000國際元和高于16000國際元階段的低估更為嚴重正如我們理論分析所表明的，經濟發(fā)展第三階段會存在一定數量使用現代技術的自雇者，所以李稲葵等人的調整方法也會低估高收入經濟體總勞動份額。。

表1數據集不同發(fā)展階段勞動份額均值

人均GDP雇員報酬/GDP勞動份額1勞動份額20—60000.3050.5010.5966001—160000.3960.4680.520>160000.5070.5330.602資料來源：作者計算，其中勞動份額1根據李稻葵等人的方法計算，勞動份額2根據Gollin方法1計算

（三）估計結果

考慮到各個經濟體社會經濟技術環(huán)境的固有差異，我們使用了固定效應面板模型。由于勞動份額數據集中部分國家有年份缺失，所以參照李稻葵等人對樣本數進行了加權處理。表2報告了跨國數據的回歸結果，其中人均GDP的單位為千元。回歸結果表明，勞動份額與人均GDP之間存在著顯著的U型關系，在控制了第一產業(yè)份額、非農自雇者收入占GDP比重以及投資率、進出口總額占GDP比重后，U型關系仍然穩(wěn)健。

回歸①是人均GDP及其平方項對勞動份額的回歸結果。我們看到，系數估計結果均在1%水平下顯著，人均GDP的系數為負，其平方項為正，顯示出人均GDP與勞動份額之間存在U型關系。根據系數估計結果推算，其拐點大約在6728國際元左右。按照2000年不變價換算，回歸①所估計出的拐點大約為5850國際元，與李稻葵等人所估計的6000美元的拐點位置非常接近。回歸②報告了控制第一產業(yè)份額的回歸結果。我們看到，系數估計結果均在1%水平下顯著，但拐點位置較回歸①發(fā)生了變化。根據估計的系數值推算，控制第一產業(yè)份額的勞動份額變化拐點大約在8142國際元左右，比回歸①高了1400多國際元。回歸③加入了非農自雇者收入占GDP比重，系數估計值同樣在1%水平下顯著，根據回歸結果所推算的勞動份額拐點大約在6343國際元，比回歸①低了近400國際元。回歸④同時控制第一產業(yè)份額和非農自雇者收入占GDP比重，所估計出的勞動份額拐點大約在7952國際元左右，比回歸①高了1200多國際元。與李稻葵等人的發(fā)現一樣，我們發(fā)現投資率對勞動份額的影響為負，而進出口總額占GDP比重并沒有顯著影響，見回歸⑤。上述結果表明，勞動份額隨經濟發(fā)展存在著先下降后上升的U型動態(tài)變化規(guī)律，但農業(yè)發(fā)展狀況和自雇者收入占GDP比重會對拐點位置產生影響，并且前者比后者的影響要大得多。回歸結果符合理論分析的主要結論。

從理論上講，并不能排除人均GDP及其平方項是內生變量的可能性。比如，根據劍橋經濟學派的主要思想，勞動收入者與資本收入者的消費傾向是不同的，一個較高的資本分配份額將推動投資增長，進而使收入分配越來越向資本傾斜。鑒于已有研究并沒有考慮勞動份額與人均GDP之間的雙向因果聯系，我們使用了System GMM方法對模型④進行重新檢驗，結果報告在回歸⑥中。過度識別檢驗和二階序列相關檢驗表明，System GMM估計結果有效。我們發(fā)現，相比回歸④，回歸⑥的變化并不大，估計值仍然在1%水平下顯著。因此，實證檢驗結果是穩(wěn)健的。

（四）中國數據的比較分析

2007年，我國人均GDP接近6700國際元，2009年則超過了8000國際元。根據跨國樣本的回歸結果，我國勞動份額應該在2008年前后出現拐點，但根據國家統(tǒng)計局公布的收入法GDP數據計算，我國勞動份額在2010年之后并未出現明顯的上升趨勢。是中國勞動份額變化不符合U型規(guī)律，還是存在著推遲拐點出現的因素？下面，我們根據理論分析和實證分析的結論，通過與跨國數據的比較分析，從第一產業(yè)份額和非農自雇者收入占GDP比重兩個指標及其變化來判斷我國勞動份額的變化趨勢。

我們的理論分析表明，結構轉型第二階段的勞動力轉移以自雇者向企業(yè)轉移為主，而拐點的真正出現取決于農業(yè)生產率是否持續(xù)提升。結構轉型的上述特點，意味著在勞動份額拐點出現前，非農自雇者收入比重會因自雇者大量轉變?yōu)楣蛦T而迅速下降；拐點出現后，由于社會均衡工資率持續(xù)提升，非農自雇者收入比重的下降速度將會減緩，而由于更多自雇者采用了現代技術，其收入比重甚至可能上升。與之相對應，在勞動份額拐點出現前后，第一產業(yè)份額的變化也將呈現由快速下降轉變?yōu)榫徛陆档奶攸c。

表3給出了數據介于人均GDP4000國際元到9000國際元之間不同階段第一產業(yè)份額的均值。由表3可以看到，在勞動份額拐點出現后，第一產業(yè)份額出現了快速下降，由6000—7000國際元區(qū)間的12.9%迅速下降到7000—8000國際元區(qū)間的8.9%，下降幅度達4個百分點。而在拐點出現前的更早階段和拐點出現后的更晚階段，第一產業(yè)份額下降幅度卻小得多。

表4給出了2006—2009年我國第一產業(yè)份額和人均GDP數據。我們看到，2006年我國人均GDP為6155國際元，第一產業(yè)份額為11.1%；2009年人均GDP增加到8569元，但第一產業(yè)份額仍然高達10.3%，4年間僅下降了0.8個百分點，遠遠低表3人均收入水平類似階段跨國樣本第一產業(yè)份額均值的下降幅度。這說明，這一階段我國農業(yè)生產率水平的提升，遠遠低于相同發(fā)展階段其他國家的平均水平。就最近幾年我國第一產業(yè)份額的變化來看，盡管人均GDP繼續(xù)快速增長，但2005年我國第一產業(yè)份額仍然高達9%，所以從這一指標來看，勞動份額拐點出現的條件尚不完全具備。

由于我國并沒有進行混合收入統(tǒng)計，需要獨立估計出非農自雇者即個體工商戶收入占GDP比重。圖1給出了李琦所估計1995—2007年期間我國非農自雇者收入占GDP比重李琦：《中國勞動份額再估計》，載《統(tǒng)計研究》，2012年第10期。。我們看到，從1999年開始，我國非農自雇者收入占GDP比重持續(xù)快速下降，符合勞動份額拐點出現前非農自雇者收入占GDP比重的變化特征。

由于缺乏足夠的數據，我們無法估計2007年之后非農自雇者收入占GDP比重，這里通過城鎮(zhèn)個體就業(yè)人數占城鎮(zhèn)就業(yè)人數比重的演變來間接評估這一指標的變化。圖2給出了1999—2013年城鎮(zhèn)個體就業(yè)人數占城鎮(zhèn)就業(yè)人數比重的變化情況。由圖2，我國個體就業(yè)人員占城鎮(zhèn)就業(yè)比重從1999年開始下降，2004年起開始回升，2008年后加速回升。到2013年，我國個體就業(yè)人員占城鎮(zhèn)就業(yè)的比重達到16.1%，較2007年提高了近6個百分點。盡管我們不能肯定當前個體工商戶（非農自雇者）收入占GDP比重出現明顯回升，但可以肯定的是，非農自雇者收入占GDP比重下降速度在減緩。所以從這個指標來看，勞動份額拐點出現的第二個條件已基本具備。

結論

在本文中，我們從理論和實證兩個方面研究了經濟發(fā)展過程中勞動份額的演變規(guī)律，力圖深化對這一問題的認識。此前，很少有研究關注初級分配結構與經濟發(fā)展之間的關系。本文對已有研究做出了新的拓展，揭示了經濟發(fā)展與勞動份額之間U型關系的內在機理，指出了農業(yè)生產率持續(xù)提升是勞動份額實現由下降轉為上升的基本前提。這一發(fā)現有助于我們理解發(fā)展中國家初次分配結構不斷惡化的主要原因，對于我國優(yōu)化收入分配、推進共享發(fā)展具有重要的指導意義。

從近年來勞動份額及其變化來看，當前我國正處于拐點出現前后的過渡階段，但數據表明，農業(yè)發(fā)展的滯后阻礙了勞動份額拐點的真正出現。由于我國土地所有制性質，長期以來我國農業(yè)的規(guī)模化集約化經營難以實現，導致了農業(yè)生產率的提升較為緩慢。因此，要推動勞動份額變化拐點的盡快到來，必須給予農業(yè)以足夠的重視。我們注意到，“十三五”規(guī)劃提出了“推動實現多種形式的農業(yè)適度規(guī)模經營”，這比“十二五”規(guī)劃所提出的“發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經營”更進一步。如果這樣的目標能夠達成，勞動份額的拐點將會很快出現，推動居民收入增長和經濟增長同步、勞動報酬提高和勞動生產率提高同步就會有更為堅實的基礎。

參考文獻：

[1] 李稻葵，劉霖林，王紅領. GDP中勞動份額演變的U型規(guī)律[J]. 經濟研究，2009（1）。

[2] Gollin， D. Getting Income Shares Right[J]. Journal of Political Economy， 2001（2）.

[3] Gollin， D. Parente S and Rogerson R. The Role of Agriculture in Development[J]. American Economic Review， 2002（2）.

（責任編輯：趙英杰）