劉易斯拐點(diǎn)、資本非農(nóng)化傾向和二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化

李　勇

(西北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710127)

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劉易斯拐點(diǎn)、資本非農(nóng)化傾向和二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化

李勇

(西北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710127)

鑒于近年來(lái)我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的停滯，本文在一個(gè)邏輯自洽的理論分析框架下探討了資本非農(nóng)化傾向與二元經(jīng)濟(jì)差距之間的門檻關(guān)系，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)當(dāng)經(jīng)濟(jì)尚未跨過(guò)劉易斯拐點(diǎn)，農(nóng)業(yè)部門存在著大量的剩余勞動(dòng)力時(shí)，資本非農(nóng)化傾向?qū)⒁鸲?jīng)濟(jì)差距較大幅度的降低；(2)當(dāng)經(jīng)濟(jì)跨過(guò)(或接近)劉易斯拐點(diǎn)，農(nóng)業(yè)部門的剩余勞動(dòng)力不斷減少時(shí)，資本非農(nóng)化傾向?qū)εc二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的促進(jìn)作用將逐漸降低。在此基礎(chǔ)上，本文還利用1978-2013年的省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果，很好的證實(shí)了上述邏輯。最后為本文的結(jié)論性述評(píng)。

劉易斯拐點(diǎn)；資本非農(nóng)化傾向；二元經(jīng)濟(jì)差距；二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化

一、引　言

回顧改革開放以來(lái)的二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化軌跡可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)反差的程度自改革開放以來(lái)逐漸降低，農(nóng)村勞動(dòng)力的釋放和二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化成為這一時(shí)期高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要條件。為此，本文利用相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料計(jì)算出我國(guó)1952年以來(lái)的二元對(duì)比系數(shù)和二元反差指數(shù)，結(jié)果如圖1所示。

根據(jù)圖1可以發(fā)現(xiàn)，改革開放以來(lái)我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)已經(jīng)有了一定程度的改善，反映二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)(二元對(duì)比系數(shù)和二元反差指數(shù))分別從1978年的0.1635、0.4249變化為2013年的0.1744、0.3340*二元對(duì)比系數(shù)是農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率之比，二元反差指數(shù)是農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)兩部門產(chǎn)值比重與勞動(dòng)力比重差值絕對(duì)數(shù)的平均值。二元對(duì)比系數(shù)越小，二元反差指數(shù)越大，二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)則越強(qiáng)。。但不論是與發(fā)達(dá)國(guó)家還是發(fā)展中國(guó)家相比較，我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)反差的程度仍然很大[1]*李穎[1]根據(jù)相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料計(jì)算后發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國(guó)家的二元對(duì)比系數(shù)通常在0.31-0.45之間，發(fā)達(dá)國(guó)家的一般在0.52-0.86之間，而我國(guó)二元對(duì)比系數(shù)基本上低于發(fā)展中國(guó)家最低水平。。尤其是從2002年以來(lái)，我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的速度逐漸減慢(根據(jù)計(jì)算，2002-2013年的二元對(duì)比系數(shù)的年均變化率為0.02，二元反差指數(shù)的年均增長(zhǎng)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(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的速度呢？經(jīng)典的研究文獻(xiàn)[2-3]強(qiáng)調(diào)要素從農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)部門的轉(zhuǎn)移是發(fā)展中國(guó)家擺脫二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵，二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化實(shí)際上就是工業(yè)化和城市化同步推進(jìn)的過(guò)程。

圖1　二元對(duì)比系數(shù)和二元反差指數(shù)的時(shí)序特征(1952-2013)

資料來(lái)源：根據(jù)《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和相應(yīng)年度的統(tǒng)計(jì)年鑒整理計(jì)算得出。

根據(jù)劉-費(fèi)-拉模型的思路，資本的非農(nóng)化傾向和農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的自由轉(zhuǎn)移應(yīng)該是發(fā)展中國(guó)家二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的必然趨勢(shì)，我國(guó)要素市場(chǎng)的配置特征、流動(dòng)方向和分布格局也恰好印證了這一點(diǎn)，具體來(lái)說(shuō)：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(yè)(國(guó)有部門)，但在市場(chǎng)的作用下，勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)(非國(guó)有部門)通過(guò)金融漏損*主要表現(xiàn)為三角債的商業(yè)信用和國(guó)有資產(chǎn)直接轉(zhuǎn)移到私人部門兩條渠道[4-5]。和非正規(guī)金融獲得了大量的資金，這間接刺激了非農(nóng)部門對(duì)于農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的需求[5-7]；另一方面，鑒于非農(nóng)部門對(duì)于農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的巨大需求，戶籍制度的執(zhí)行逐漸放松，大量的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力實(shí)現(xiàn)了從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)部門的轉(zhuǎn)移，這不僅對(duì)非國(guó)有部門和總體經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)產(chǎn)生了積極的影響，還極大地促進(jìn)了改革開放以來(lái)我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化。很顯然，劉-費(fèi)-拉模型為我們理解改革開放以來(lái)的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化進(jìn)程提供了很好的思路，但卻對(duì)2002-2013年的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的停滯無(wú)法解釋。那么，是什么因素導(dǎo)致了現(xiàn)階段二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的停滯呢？

近來(lái)的研究文獻(xiàn)分析了要素錯(cuò)配對(duì)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的阻礙作用。其研究發(fā)現(xiàn)，受到政府政策、市場(chǎng)壟斷以及制度文化等因素的影響，大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家要素市場(chǎng)的流動(dòng)受到了極大的限制，從而對(duì)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化產(chǎn)生了消極影響[8-10]。進(jìn)一步分析中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)實(shí)便可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)要素市場(chǎng)化的改革一直相對(duì)滯后，要素的定價(jià)和流動(dòng)受到政府廣泛而深遠(yuǎn)的干預(yù)[11]。除此之外，受到“以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為中心”的發(fā)展戰(zhàn)略和晉升激勵(lì)等因素的影響，政府仍然傾向于將要素價(jià)格人為的壓低，從而引起資本和勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)之間的錯(cuò)配(非農(nóng)部門配置的資本過(guò)多，農(nóng)業(yè)部門配置的勞動(dòng)力過(guò)多)，進(jìn)一步導(dǎo)致二元反差程度和城鄉(xiāng)收入差距的持續(xù)擴(kuò)大[12-16]。誠(chéng)然，要素錯(cuò)配固然對(duì)改革開放以來(lái)的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化起到了一定的阻礙作用，但問(wèn)題是在要素錯(cuò)配存在的大多數(shù)年份里，我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)反差的程度是逐漸縮小的，其并沒(méi)有惡化反而是降低了“重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略”時(shí)期的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。要素錯(cuò)配雖然在一定程度上對(duì)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)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(fèi)-拉模型雖然可以理解改革開放以來(lái)的二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化進(jìn)程，但卻不能很好地解釋現(xiàn)階段二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化速度停滯的現(xiàn)象。要素錯(cuò)配雖然在一定程度上阻礙了二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化，但還不足以解釋問(wèn)題的全部。仔細(xì)分析劉-費(fèi)-拉模型的思路可以發(fā)現(xiàn)，只要資本非農(nóng)化傾向引起農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，就可以促進(jìn)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化，但這需要以經(jīng)濟(jì)尚未跨過(guò)劉易斯拐點(diǎn)，農(nóng)村存在大量剩余勞動(dòng)力為研究前提。但從新常態(tài)以來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的具體特征來(lái)看，人口紅利對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)在逐漸減弱，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移逐漸減少，中國(guó)的“劉易斯拐點(diǎn)”也開始顯現(xiàn)，部分城市甚至開始感受到了工資過(guò)快上漲、“民工荒”、“技工荒”和“返鄉(xiāng)潮”的壓力[17-19]*自王德文等[17]首次提出中國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)進(jìn)入“劉易斯拐點(diǎn)”以來(lái)，大量的研究學(xué)者圍繞著這一命題進(jìn)行了爭(zhēng)論。贊同“劉易斯拐點(diǎn)”的研究學(xué)者[18]認(rèn)為劉易斯拐點(diǎn)到來(lái)的時(shí)間應(yīng)該在2002-2004年，這一時(shí)期城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)已經(jīng)感受到了短缺的壓力，并引起了工資的過(guò)快上漲，中國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)從勞動(dòng)力“無(wú)限供給”的時(shí)代過(guò)渡到了“有限供給”的現(xiàn)代增長(zhǎng)階段。否定“劉易斯拐點(diǎn)”到來(lái)的學(xué)者則從城市化水平，勞均耕地以及城鄉(xiāng)工資差距等方面論證中國(guó)的“劉易斯拐點(diǎn)”還尚未到來(lái)，中國(guó)農(nóng)村目前還有大量的剩余勞動(dòng)力，到來(lái)的時(shí)間大概應(yīng)在2020-2030年左右[19]。根據(jù)以上討論，本文發(fā)現(xiàn)2002年左右正是我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化開始停滯的時(shí)候，那么劉易斯拐點(diǎn)便有可能對(duì)資本非農(nóng)化傾向與二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化之間的關(guān)系產(chǎn)生影響，從而構(gòu)成本文研究的邏輯起點(diǎn)。。例如，王德文等[17]便指出，2004年農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的比例為23.5%，還不到全部農(nóng)村勞動(dòng)力的1/4。真正剩余并愿意流動(dòng)的有效剩余勞動(dòng)力(40歲及以下的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口)最多只有4800萬(wàn)人，僅占全部勞動(dòng)人口的11.7%。自2004年珠江三角洲首次出現(xiàn)“民工荒”以后，“民工荒”現(xiàn)象不僅沒(méi)有緩解或者消失，反而向其它地區(qū)蔓延，到了2007年中西部省份也開始出現(xiàn)了勞動(dòng)力短缺，中國(guó)的勞動(dòng)力市場(chǎng)正逐漸從“無(wú)限供給”向“有限供給”過(guò)渡[20]。

因此，既然資本非農(nóng)化傾向引起二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化需要以農(nóng)村存在大量剩余勞動(dòng)力為前提，那么一個(gè)可行的邏輯便是：當(dāng)剩余勞動(dòng)力不斷減少時(shí)，資本非農(nóng)化傾向?qū)τ诙?jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的促進(jìn)作用將不斷減弱，即資本非農(nóng)化傾向?qū)τ诙?jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的促進(jìn)作用會(huì)受到“劉易斯拐點(diǎn)”的影響。沿著這個(gè)思路，本文進(jìn)一步通過(guò)一個(gè)理論模型證明，資本的非農(nóng)化傾向?qū)τ诙?jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化具有促進(jìn)作用，但促進(jìn)作用的大小還受到劉易斯拐點(diǎn)的影響。當(dāng)農(nóng)村的勞動(dòng)力較多時(shí)，資本的非農(nóng)化傾向?qū)τ诙?jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的促進(jìn)作用較大；反之，則促進(jìn)作用較小。這個(gè)理論模型不僅可以解釋改革開放以來(lái)二元經(jīng)濟(jì)差距的降低，還可以解釋現(xiàn)階段二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化速度的停滯，從而為理解改革開放以來(lái)的二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化進(jìn)程提供了一個(gè)邏輯自洽的理論分析框架，進(jìn)一步為正確認(rèn)識(shí)資本非農(nóng)化傾向在二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化中的作用提供了理論依據(jù)。

本文剩余部分的結(jié)構(gòu)安排是：(1)第二部分通過(guò)一個(gè)理論模型探討劉易斯拐點(diǎn)，資本非農(nóng)化傾向和二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，得出研究命題；(2)第三部分利用面板門檻回歸模型對(duì)上述研究命題進(jìn)行實(shí)證分析；(3)第四部分得出研究結(jié)論。

二、理論模型

如上所述，劉易斯拐點(diǎn)可能會(huì)對(duì)資本非農(nóng)化傾向與二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。為此，本文考察這樣的一個(gè)經(jīng)濟(jì)環(huán)境：假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在著農(nóng)業(yè)部門(R)和非農(nóng)部門(U)兩類，非農(nóng)部門和農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)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(nóng)和農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)出，Ai,Ki,Li(i=U,R)分別為兩部門的技術(shù)、資本和勞動(dòng)投入，α,β分別為兩部門的要素投入彈性，且α>β。非農(nóng)部門的生產(chǎn)函數(shù)滿足C-D形式，農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)則受到了剩余勞動(dòng)力的影響，當(dāng)LR>L0(存在大量剩余勞動(dòng)力，尚未跨過(guò)劉易斯拐點(diǎn))時(shí)，非農(nóng)部門的生產(chǎn)函數(shù)滿足里昂惕夫技術(shù)；反之，非農(nóng)部門的生產(chǎn)函數(shù)滿足C-D形式。

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

進(jìn)一步假設(shè)勞動(dòng)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(jià)格。

從我國(guó)工業(yè)化的進(jìn)程來(lái)看，在“重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略”時(shí)期，由于重工業(yè)的要素稟賦結(jié)構(gòu)與當(dāng)時(shí)的“比較優(yōu)勢(shì)”不一致，且在正常的市場(chǎng)環(huán)境下缺乏“自生能力”，這導(dǎo)致我國(guó)只能通過(guò)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼工業(yè)、價(jià)格“剪刀差”和壓低要素價(jià)格等方式為重工業(yè)提供原始的資本積累[21-23]。到了改革開放時(shí)期，“重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略”雖然被逐步揚(yáng)棄，但因?yàn)檗r(nóng)業(yè)“弱質(zhì)性”和二元金融結(jié)構(gòu)等因素的影響，資金分配的“非農(nóng)化”傾向一直延續(xù)至今[24-27]。因此，在這種情形下，資本的“非農(nóng)化”傾向使得非農(nóng)部門在信貸資源(資本)的分配中具有“先行者優(yōu)勢(shì)”，即非農(nóng)部門首先根據(jù)自己的意愿決定資金的分配比例，農(nóng)業(yè)部門以此為基礎(chǔ)獲得總貸款扣除非農(nóng)部門資金水平后的剩余資金，其博弈的具體結(jié)構(gòu)為：

圖2　資本“非農(nóng)化”傾向的博弈結(jié)構(gòu)

如圖2所示，當(dāng)資本的分配存在“非農(nóng)化”傾向時(shí)，農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的資金分配主要分為兩個(gè)階段：

第一階段：非農(nóng)部門首先確定自己的資本水平；

第二階段：農(nóng)業(yè)部門根據(jù)總貸款中扣除非農(nóng)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(nóng)部門和農(nóng)業(yè)部門的資本和勞動(dòng)水平以及二元對(duì)比系數(shù)*為了表達(dá)簡(jiǎn)便，本文用二元對(duì)比系數(shù)的倒數(shù)來(lái)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(jù)以上結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：

(1)從總體上來(lái)看，非農(nóng)部門資金水平的增加將引起兩部門(農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門)二元差距的縮小，這主要是因?yàn)樵谫Y本非農(nóng)化傾向的背景下，非農(nóng)部門資本水平的增長(zhǎng)雖然引起了農(nóng)業(yè)部門資本水平的下降，但同時(shí)也引起了農(nóng)村剩余勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)部門的轉(zhuǎn)移。因此，非農(nóng)部門資本水平的增加將導(dǎo)致兩部門人均資本需求量的收斂和二元經(jīng)濟(jì)差距的縮小(?φ/?KU<0)。

根據(jù)以上討論，本文提出以下可供檢驗(yàn)的命題：

命題1：非農(nóng)部門的資本越多，兩部門的二元反差程度越小。

命題2：當(dāng)農(nóng)業(yè)部門的勞動(dòng)力較多時(shí)，非農(nóng)部門資本水平的增加將引起二元經(jīng)濟(jì)差距較大幅度的下降；反之，非農(nóng)部門資本水平的增加將引起二元經(jīng)濟(jì)差距較小幅度的下降。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

如上所述，本文分析了劉易斯拐點(diǎn)在資本非農(nóng)化傾向影響二元經(jīng)濟(jì)差距中所起的作用。為了驗(yàn)證以上研究命題，本文選取的指標(biāo)和數(shù)據(jù)包括：

(一)指標(biāo)選取和計(jì)算方法

表1　變量定義、數(shù)據(jù)說(shuō)明和具體計(jì)算方法

如表1所示，本文選取的被解釋變量為二元經(jīng)濟(jì)差距(GAP)和二元反差指數(shù)(GAP1)。核心解釋變量為資本非農(nóng)化傾向，由于非農(nóng)部門和農(nóng)業(yè)部門資本存量存在著反向變動(dòng)關(guān)系，故本文采用相對(duì)指標(biāo)而不是絕對(duì)指標(biāo)來(lái)反映資本的非農(nóng)化傾向*徐現(xiàn)祥[28]核算了1978-2002年兩部門三產(chǎn)業(yè)的資本存量數(shù)據(jù)，在此基礎(chǔ)上，本文沿用該方法對(duì)2003-2013年的資本存量數(shù)據(jù)進(jìn)一步進(jìn)行了核算，從而得出了1978-2013年的農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的資本存量數(shù)據(jù)。。根據(jù)本文的分析，劉易斯拐點(diǎn)將導(dǎo)致資本非農(nóng)化傾向與二元經(jīng)濟(jì)反差之間的關(guān)系存在著非線性關(guān)系，故本文使用非農(nóng)部門就業(yè)人數(shù)(LAB)和農(nóng)村剩余勞動(dòng)力(SLAB)兩個(gè)指標(biāo)作為門檻變量進(jìn)行檢驗(yàn)。

對(duì)于農(nóng)村剩余勞動(dòng)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(shù)據(jù)重新進(jìn)行了核算*這主要是因?yàn)?952年的勞均耕地面積比較接近國(guó)家統(tǒng)計(jì)局測(cè)算的農(nóng)業(yè)初期集約化經(jīng)營(yíng)水平(勞均耕地0.67-1.0公頃)，且1952年處于人口增長(zhǎng)高峰期(1949-1957)的中間年份[29]。。具體的估計(jì)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(gè)省份農(nóng)村勞動(dòng)力實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)時(shí)的勞均耕地面積和經(jīng)營(yíng)耕地變動(dòng)率。t0為不存在剩余勞動(dòng)力的基期年份(本文取t0=1952)，Sit為耕地總面積，Lit為勞動(dòng)力總?cè)藬?shù)，SLit為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力。

控制變量我們則主要選擇了兩部門相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率(RTFP)*兩部門技術(shù)進(jìn)步率的估算本文采用了M指數(shù)，產(chǎn)值數(shù)據(jù)為兩部門的GDP，投入數(shù)據(jù)為兩部門的資本和勞動(dòng)。、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率(REGDP)、開放程度(OPEN)和重工業(yè)產(chǎn)值比重(HEAVY)等五個(gè)指標(biāo)分別反映技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、開放程度和重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略對(duì)于二元經(jīng)濟(jì)差距的影響。

上述所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、各年度《中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》。地區(qū)進(jìn)出口總額的原始數(shù)據(jù)通過(guò)中間匯率進(jìn)行了相應(yīng)調(diào)整。本文以1978年為基期，在換算出了定基價(jià)格指數(shù)后，相應(yīng)變量也用定基價(jià)格指數(shù)進(jìn)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(yīng)指標(biāo)，對(duì)于重慶，本文的處理辦法是將其1997年以后的數(shù)據(jù)合并到四川省，這樣我們便得到了1978-2013年全國(guó)28個(gè)省、市和自治區(qū)(直轄市)的非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)，最后，我們還對(duì)被解釋變量和核心解釋變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理。

(二)估計(jì)模型

為了估計(jì)資本非農(nóng)化傾向與二元經(jīng)濟(jì)差距之間的非線性關(guān)系，本文使用面板門檻回歸模型進(jìn)行估計(jì)，具體的估計(jì)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(shù)，當(dāng)q1I≤γ時(shí)，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(cè)效應(yīng)，β1、β2、αj和門檻值γ為具體的待估參數(shù)，εit為殘差。

(三)實(shí)證分析

本文的實(shí)證檢驗(yàn)包括兩部分：(1)利用靜態(tài)面板技術(shù)和GMM模型驗(yàn)證命題1；(2)利用面板門檻回歸模型驗(yàn)證資本非農(nóng)化傾向與二元經(jīng)濟(jì)差距之間的門檻關(guān)系。

1. 靜態(tài)面板和GMM估計(jì)結(jié)果

為了證實(shí)命題1，本文首先利用靜態(tài)面板和GMM估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下所示：

如表2所示，本文首先估計(jì)資本非農(nóng)化傾向(lnRCAP)與二元經(jīng)濟(jì)差距(lnGAP)之間的關(guān)系估計(jì)方程(1)，F(xiàn)檢驗(yàn)和豪斯曼(Hauseman)檢驗(yàn)表明固定效應(yīng)模型的結(jié)果是較為可信的。估計(jì)系數(shù)為-2.611，表明資本非農(nóng)化傾向每提高1%，將導(dǎo)致二元經(jīng)濟(jì)差距減小2.611%，說(shuō)明資本非農(nóng)化傾向的提高會(huì)降低二元經(jīng)濟(jì)差距。其次，為了分析其它因素對(duì)于二元經(jīng)濟(jì)差距的影響，本文還加入了相應(yīng)的控制變量估計(jì)方程(2)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)重工業(yè)比重(HEAVY)的系數(shù)顯著為正，這說(shuō)明“重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略”雖然被逐步放棄，但仍舊是二元經(jīng)濟(jì)差距擴(kuò)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(jié)論相一致。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(REGDP)、開放度(OPEN)以及城市化水平(UBR)的提高是有利于二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的，與大多數(shù)的研究結(jié)論相一致，故不再詳述。兩部門相對(duì)技術(shù)進(jìn)步率與二元經(jīng)濟(jì)差距的系數(shù)為負(fù)，但不顯著，這說(shuō)明我國(guó)農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的經(jīng)營(yíng)還以“粗放式”經(jīng)營(yíng)為主，增長(zhǎng)質(zhì)量和技術(shù)進(jìn)步率明顯偏低，進(jìn)一步導(dǎo)致兩部門的技術(shù)進(jìn)步差異還無(wú)法影響二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換。最后，為了控制遺漏變量所造成的內(nèi)生性，本文還進(jìn)一步利用GMM方法估計(jì)了方程(3)和(4)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)資本非農(nóng)化傾向的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為負(fù)，在考慮了內(nèi)生性后資本非農(nóng)化傾向仍然有利于促進(jìn)二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化。

表2　靜態(tài)面板和GMM估計(jì)結(jié)果

除此之外，本文重復(fù)上述步驟估計(jì)了資本非農(nóng)化傾向(lnRCAP)與二元反差系數(shù)(lnGAP1)之間的關(guān)系估計(jì)方程為(5)-(8)，結(jié)果與二元經(jīng)濟(jì)差距的估計(jì)系數(shù)相似。上述實(shí)證分析結(jié)果表明：資本的非農(nóng)化傾向的提高會(huì)降低二元經(jīng)濟(jì)差距和二元反差系數(shù)，促進(jìn)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化，這主要是因?yàn)椋嘿Y本的非農(nóng)化傾向雖然降低了農(nóng)業(yè)部門的資本存量，還間接刺激了非農(nóng)部門對(duì)于農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的需求，進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)了農(nóng)村剩余勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)部門的轉(zhuǎn)移，即命題1得證。

本研究結(jié)果顯示，經(jīng)皮肝膽囊穿刺引流術(shù)聯(lián)合腹腔鏡膽囊切除術(shù)組術(shù)中出血量、術(shù)后排氣時(shí)間、住院時(shí)間等方面均明顯優(yōu)于傳統(tǒng)腹腔鏡膽囊切除術(shù)組(P<0.05)。究其原因?yàn)樵诩毙阅懩已谆颊叩陌l(fā)病期間，膽囊呈現(xiàn)出腫大狀態(tài)，和周圍組織粘連嚴(yán)重，增加了腹腔鏡切除術(shù)治療難度，但經(jīng)皮肝膽囊穿刺引流術(shù)會(huì)明顯縮小膽囊體積、增大手術(shù)視野、相應(yīng)的降低手術(shù)難度，同時(shí)，有效控制了術(shù)中可能存在的損傷，縮短了患者的術(shù)后恢復(fù)時(shí)間[9]。

2. 面板門檻估計(jì)結(jié)果

為了驗(yàn)證命題2，本文還需要利用面板門檻回歸模型驗(yàn)證資本非農(nóng)化傾向與二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)之間的非線性關(guān)系。

在進(jìn)行門檻估計(jì)前，首先需要利用“格子搜索法”(Grid Search)尋找具體的門檻估計(jì)值。做法如下：第一步利用我們計(jì)算的非農(nóng)部門就業(yè)人數(shù)(lnLAB)和農(nóng)村剩余勞動(dòng)力(lnSLAB)進(jìn)行升序排列，并根據(jù)Hansen[32]的建議忽略掉前后各約10%的觀測(cè)值；第二步利用式(7)進(jìn)行面板門檻估計(jì)并獲取其殘差；第三步利用自主抽樣法(Boostrap)模擬似然比檢驗(yàn)(本文重復(fù)次數(shù)為3000次)，進(jìn)一步檢驗(yàn)門檻效應(yīng)的存在性。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果如表3所示：

表3　門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表3可以發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下，信貸資源的非農(nóng)化傾向和二元經(jīng)濟(jì)差距、二元反差系數(shù)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(jìn)行估計(jì)是較為合理的，門檻估計(jì)值如表4所示：

表4　門檻估計(jì)值和置信區(qū)間

利用表4的門檻估計(jì)值便可以對(duì)面板門檻回歸模型進(jìn)行估計(jì)，具體的估計(jì)結(jié)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(nèi)生性，本文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(jìn)行面板門檻檢驗(yàn)；(2)利用核心解釋變量(lnRCAP)的滯后一期與被解釋變量進(jìn)行面板門檻檢驗(yàn)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量與被解釋變量的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，且存在明顯的門檻特征*鑒于篇幅所限，具體估計(jì)結(jié)果本文不再列出，有興趣的讀者可以向作者索取。，說(shuō)明了本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5　面板門檻模型具體估計(jì)結(jié)果

四、結(jié)論性述評(píng)

二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化對(duì)于發(fā)展中國(guó)家持續(xù)增長(zhǎng)的重要性是不言而喻的，但從我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化的進(jìn)程來(lái)看，我國(guó)的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化卻在近年來(lái)出現(xiàn)了停滯。對(duì)于其原因，本文沿著劉-費(fèi)-拉模型的思路，并結(jié)合近年來(lái)關(guān)于劉易斯拐點(diǎn)的討論，在一個(gè)邏輯自洽的理論分析框架下探討了資本非農(nóng)化傾向與二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化之間的非線性關(guān)系(門檻特征)，研究發(fā)現(xiàn)：(1)當(dāng)經(jīng)濟(jì)尚未跨過(guò)劉易斯拐點(diǎn)時(shí)，農(nóng)業(yè)部門存在著大量的剩余勞動(dòng)力，農(nóng)業(yè)部門資本存量的減少將會(huì)引起非農(nóng)部門資本存量較大幅度的增加，同時(shí)還伴隨著剩余勞動(dòng)力較大幅度的轉(zhuǎn)移。因此，此時(shí)資本非農(nóng)化傾向?qū)⒁鸲?jīng)濟(jì)差距較大幅度的下降。(2)當(dāng)經(jīng)濟(jì)跨過(guò)(或接近)劉易斯拐點(diǎn)時(shí)，農(nóng)業(yè)部門的剩余勞動(dòng)力減少，農(nóng)業(yè)部門資本存量的降低只會(huì)引起非農(nóng)部門資本存量較少幅度的增加，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移會(huì)逐漸減弱。因此，此時(shí)資本非農(nóng)化傾向?qū)τ诙?jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化的促進(jìn)作用將不斷降低。除此之外，本文還利用改革開放以來(lái)(1978-2013年)的省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果驗(yàn)證了上述猜想。

上述研究結(jié)論表明，資本的非農(nóng)化傾向還是可以促進(jìn)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的，從而說(shuō)明劉-費(fèi)-拉的思路與我國(guó)改革開放以來(lái)的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化進(jìn)程是相吻合的。但與此同時(shí)，本文還發(fā)現(xiàn)隨著經(jīng)濟(jì)逐漸接近劉易斯拐點(diǎn)，資本非農(nóng)化傾向的代價(jià)將日趨高昂，其結(jié)果不僅導(dǎo)致農(nóng)業(yè)部門發(fā)展的緩慢，更同時(shí)對(duì)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化無(wú)所裨益，這樣我們不僅說(shuō)明了資本非農(nóng)化傾向促進(jìn)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的前提條件，還同時(shí)對(duì)現(xiàn)階段二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的停滯提供了新的解釋。

據(jù)此得出的政策性啟示為，當(dāng)經(jīng)濟(jì)逐漸接近或跨過(guò)劉易斯拐點(diǎn)時(shí)，人口的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變可能會(huì)導(dǎo)致以往政策效力的減弱乃至失效。那么，我們?cè)谥贫ù龠M(jìn)二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化的相關(guān)政策時(shí)需要尤其重視人口的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變對(duì)其所產(chǎn)生的影響。一個(gè)切實(shí)可行的思路便是：在城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的背景下，打破傳統(tǒng)的以犧牲農(nóng)業(yè)部門資本為代價(jià)的資本積累模式，利用非農(nóng)部門資本的邊際增量進(jìn)行農(nóng)業(yè)積累，在非農(nóng)部門資本積累不受損失的條件下構(gòu)建有利于農(nóng)業(yè)資本“邊際增量?jī)A斜”的政策體系，這不僅有利于消除因?yàn)檗r(nóng)業(yè)弱質(zhì)性和政策性歧視所造成的農(nóng)業(yè)部門資本積累不足，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)部門的快速發(fā)展，更有利于加速我國(guó)兩部門經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂和二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化。

[1]李穎. 中國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)：特征、演進(jìn)及其調(diào)整[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2011(9)：83-87.

[2]LewisA.Economicdevelopmentwithunlimitedsupplyoflabor[J].TheManchesterSchoolofEconomicandSocialStudies, 1954, 22: 139-191.

[3]RanisG,FeiJCH.Atheoryofeconomicdevelopment[J].TheAmericanEconomicReview, 1962, 51(4): 533-565.

[4]盧峰，姚洋. 金融壓抑下的法治、金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J]. 中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2004(1)：42-56.

[5]李四海，鄒萍，宋獻(xiàn)中. 貨幣政策，信貸資源配置與金融漏損——來(lái)自我國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2015(3)：77-88.

[6]張軍，詹宇波. 金融歧視、“腐敗”與中國(guó)私營(yíng)企業(yè)的增長(zhǎng)：基于轉(zhuǎn)軌的理論分析與經(jīng)驗(yàn)觀察[J]. 世界經(jīng)濟(jì)文匯，2006(2)：30-44.

[7]安強(qiáng)身. 金融漏損、效率修正與“反哺效應(yīng)”——中國(guó)轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)金融低效率和經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)研究的新視角[J]. 財(cái)經(jīng)研究，2008(4)：4-15.

[8]TempleJRW.Dualeconomymodels:aprimerforgrowtheconomists[J].TheManchesterSchool, 2005, 73(4): 435-478.

[9]TempleJ.Aggregateproductionfunctionsandgrowtheconomics[J].InternationalReviewofAppliedEconomics, 2006, 20(3): 189-224.

[10]VollrathD.Howimportantaredualeconomyeffectsforaggregateproductivity[J].JournalofDevelopmentEconomics, 2009, 88: 325-334.

[11]張杰，周曉艷，李勇. 要素市場(chǎng)扭曲抑制了中國(guó)企業(yè)R&D[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2011(8)：78-91.

[12]周黎安. 中國(guó)地方官員的晉升錦標(biāo)賽模式研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2007(7)：36-50.

[13]袁志剛，解棟棟. 中國(guó)勞動(dòng)力錯(cuò)配對(duì)TFP的影響分析[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2011(7)：4-17.

[14]柏培文. 中國(guó)勞動(dòng)要素配置扭曲程度的測(cè)算[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012(10)：19-31.

[15]李慶海，李銳，汪三貴. 農(nóng)戶信貸配給及其福利損失[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012(8)：34-48.

[16]王頌吉，白永秀. 城鄉(xiāng)要素錯(cuò)配與中國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化滯后[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2013(7)：31-43.

[17]王德文，蔡昉，高文書. 全球化與中國(guó)國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力流動(dòng)：新趨勢(shì)與政策含義[J]. 開放導(dǎo)報(bào)，2005(8)：6-13.

[18]蔡昉. 人口轉(zhuǎn)變、人口紅利與劉易斯轉(zhuǎn)折點(diǎn)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2010(4)：4-13.

[19]侯東民. 從“民工潮”到“返鄉(xiāng)潮”：中國(guó)的劉易斯拐點(diǎn)到來(lái)了嗎？[J]. 人口研究，2009(3)：32-47.

[20]蔡昉，王美艷. 農(nóng)村剩余勞動(dòng)力及其相關(guān)事實(shí)的考察——一個(gè)反設(shè)事實(shí)法的應(yīng)用[J]. 中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2007(10)：4-12.

[21]馮海發(fā)，李薇. 我國(guó)農(nóng)業(yè)為工業(yè)化提供資金積累的數(shù)量研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，1993(9)：60 -64.

[22]林毅夫，蔡昉，李周. 中國(guó)的奇跡：發(fā)展戰(zhàn)略與經(jīng)濟(jì)改革[M]. 上海：上海人民出版社，1994.

[23]祝樹金，鐘騰龍. 中國(guó)工農(nóng)剪刀差系統(tǒng)模型建構(gòu)與實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2014(2)：9-17.

[24]林毅夫. 金融改革與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展[R]. 北京人學(xué)經(jīng)濟(jì)研究中心討論稿，2003，No:C2003026.

[25]姚耀軍，和丕禪. 基丁面板數(shù)據(jù)的中國(guó)農(nóng)業(yè)信貸績(jī)效研究[J]. 中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2004(3)：21-24.

[26]章奇，劉明興. 中國(guó)的金融中介發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距[J]. 中國(guó)金融學(xué)，2004(1)：5-17.

[27]溫濤，熊德平. “十一五期間”各地區(qū)農(nóng)村資金配效率比較研究[J]. 統(tǒng)計(jì)研究，2008(4)： 82-89.

[28]徐現(xiàn)祥，周吉梅，舒元. 中國(guó)省區(qū)三次資本存量估計(jì)[J]. 統(tǒng)計(jì)研究，2007(5)：6-13.

[29]涂圣偉，何安華. 中國(guó)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力存量與變動(dòng)趨勢(shì)預(yù)測(cè)[J]. 經(jīng)濟(jì)與管理研究，2011(3)：111-117.

[30]KanburR,ZhangXiaobo.Fiftyyearsofregionalinequalityinchina:ajourneythroughcentralplanning:reformandopenness[J].ReviewofDevelopmentEconomics, 2005, 9(1): 87-106.

[31]陳斌開，林毅夫. 重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略、城市化和城鄉(xiāng)收入差距[J]. 南開經(jīng)濟(jì)研究，2010(1)：3-18.

[32]HansenBE.Samplesplittingandthresholdestimation[J].Econometrica, 2000, 68(3): 575-603.

責(zé)任編輯、校對(duì)：李斌泉

2016-01-14

中國(guó)博士后基金“新常態(tài)時(shí)期要素市場(chǎng)扭曲的宏觀效率損失研究”(項(xiàng)目編號(hào)：2015M589263)；陜西省社科基金“陜西省國(guó)有企業(yè)支持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的對(duì)策與績(jī)效研究”(項(xiàng)目編號(hào)：2015D001)；陜西省社科聯(lián)基金“新常態(tài)背景下陜西省所有制結(jié)構(gòu)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的理論與實(shí)證研究”( 項(xiàng)目編號(hào)：2016Z016)。

李勇(1985-)，四川省南充市人，西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后，研究方向：企業(yè)組織與轉(zhuǎn)型。

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