生產(chǎn)率差距城市化與勞動配置研討范文

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《人口與經(jīng)濟(jì)雜志》2014年第三期

一、工業(yè)化和城市化進(jìn)程中的勞動配置效應(yīng)

勞動配置效應(yīng)是對勞動力在不同產(chǎn)業(yè)之間重新分配導(dǎo)致的總勞動生產(chǎn)率增長變化①的測量［24］。只要三次產(chǎn)業(yè)的邊際勞動產(chǎn)出存在差距，勞動力從低邊際產(chǎn)出的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到高邊際產(chǎn)出的產(chǎn)業(yè)就能帶來更多的產(chǎn)出，產(chǎn)生正的勞動配置效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)之間邊際勞動產(chǎn)出的差距越大，勞動配置效應(yīng)越大;反之，勞動配置效應(yīng)越小。因此，勞動配置效應(yīng)的變化趨勢與邊際勞動產(chǎn)出差距的變化趨勢一致。雖然沒有數(shù)據(jù)來計算產(chǎn)業(yè)之間的邊際勞動產(chǎn)出差距，但我們發(fā)現(xiàn)邊際勞動產(chǎn)出與勞動生產(chǎn)率存在正相關(guān)關(guān)系。假定產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為C-D形式:其中，Yi為第i次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出，Ai為第i次產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率，Ki、Li分別為第i次產(chǎn)業(yè)的資本存量和勞動投入，α、β分別為資本和勞動的產(chǎn)出彈性。在(1)式兩邊對Li求導(dǎo)可得:公式(2)的經(jīng)濟(jì)含義為勞動邊際產(chǎn)出等于勞動生產(chǎn)率乘以勞動產(chǎn)出彈性。根據(jù)趙慧卿和郝楓的圖2我國三次產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率比值研究，我國三次產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出彈性的差別并不大，第一產(chǎn)業(yè)大約為0.72～0.84、第二產(chǎn)業(yè)大約為0.52～0.72、第三產(chǎn)業(yè)大約為0.42～0.58，而三次產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的比值都大于3［25］(見圖2)，因此，勞動生產(chǎn)率的差距可以反映邊際勞動產(chǎn)出的差距，也即勞動生產(chǎn)率差距的變化趨勢可以反映勞動配置效應(yīng)的變化趨勢。三次產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的差距并不是固定不變的，因各次產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率增長速度的變化而變化。任何一個經(jīng)濟(jì)體在進(jìn)入工業(yè)化階段之前，都以第一產(chǎn)業(yè)為經(jīng)濟(jì)活動的主體，但第一產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率明顯低于二、三產(chǎn)業(yè)［26］，我國也不例外(見圖3)。進(jìn)入工業(yè)化階段后，三次產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率都開始加速提高，但第二產(chǎn)業(yè)的提高速度最快，第一產(chǎn)業(yè)最慢，從而導(dǎo)致第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的差距變大。第二產(chǎn)業(yè)的勞動者相比第一產(chǎn)業(yè)能夠獲得更多的產(chǎn)出，促使第一產(chǎn)業(yè)的勞動力向第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，推動工業(yè)化和城市化進(jìn)程。第二產(chǎn)業(yè)的壯大刺激了以流通和服務(wù)為主的第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，第一產(chǎn)業(yè)勞動力開始向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，進(jìn)一步推進(jìn)城市化的發(fā)展。隨著勞動力的轉(zhuǎn)移，二、三產(chǎn)業(yè)的勞動力比重不斷加大，當(dāng)其就業(yè)份額達(dá)到一定程度后，邊際勞動產(chǎn)出開始下降，而第一產(chǎn)業(yè)的邊際勞動產(chǎn)出開始上升，第一產(chǎn)業(yè)與二、三產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率之間的差距開始縮小，直至三次產(chǎn)業(yè)的勞動邊際產(chǎn)出一致。此時，勞動配置效應(yīng)消失，三次產(chǎn)業(yè)之間勞動力的任何流動都導(dǎo)致負(fù)的勞動配置效應(yīng)。因此，隨著工業(yè)化和城市化的推進(jìn)，三次產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的差距和勞動配置效應(yīng)經(jīng)歷一個由小變大再變小的倒“U”型變化過程(見圖4。改革開放以來，我國三次產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率差距的變化趨勢大致如此。圖3是我國1978～2010年三次產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的對數(shù)①。1978～1986年，我國三次產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的增長速度差不多，第一產(chǎn)業(yè)的速度甚至略快，這是因為家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的實施刺激了廣大農(nóng)村勞動力的積極性，提高了第一產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率。1987～1995年，三次產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的增長速度基本一致，差距也保持不變。1996～2004年，第一產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的增長速度明顯低于二、三產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)與二、三產(chǎn)業(yè)之間的勞動生產(chǎn)率差距逐漸變大，農(nóng)村勞動力向二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移帶來的配置效應(yīng)也逐漸變大。2005～2010年，第一產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的增長加速，增速超過二、三產(chǎn)業(yè)，勞動生產(chǎn)率的差距開始縮小，勞動配置效應(yīng)開始下降。因此，從圖3來看，我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到二、三產(chǎn)業(yè)帶來的勞動配置效應(yīng)呈倒“U”型變化趨勢。勞動生產(chǎn)率比值的變化趨勢圖也能反映勞動配置效應(yīng)的倒“U”型變化規(guī)律。從圖2可以看出，二、三產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率明顯高于第一產(chǎn)業(yè)，并且在1996～2004年間，二、三產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的比值顯著遞增，2004年之后，兩個比值又開始遞減。因此，從圖2來看，我國勞動配置效應(yīng)也呈倒“U”型變化規(guī)律。為了進(jìn)一步驗證我國勞動配置效應(yīng)隨著工業(yè)化和城市化的推進(jìn)呈倒“U”型變化趨勢，本文在徐現(xiàn)祥和舒元的模型［27］基礎(chǔ)上，建立如下三個回歸模型，并用我國1978～2010年的省級面板數(shù)據(jù)對三個模型的系數(shù)進(jìn)行估計、檢驗。Effectit、gdpit、Struit、Urbanit分別表示第i個省區(qū)在t時期的勞動配置效應(yīng)、人均實際GDP、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額、城市化水平;Labor21和Labor31分別表示二、三產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的比值，在模型中取滯后一期值是因為上一期的生產(chǎn)率差距越大，當(dāng)期的勞動配置效應(yīng)才可能有較大的上升空間①;αi為各省區(qū)的固定或隨機(jī)效應(yīng);t為時間虛擬變量。模型一用于檢驗錢納里等“隨著人均收入的增加，勞動配置效應(yīng)呈倒‘U’型變化趨勢”的論斷;模型二用于檢驗隨著二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，勞動配置效應(yīng)是否呈倒“U”型變化趨勢;模型三用于檢驗隨著城市化的發(fā)展，勞動配置效應(yīng)是否呈倒“U”型變化趨勢。

二、勞動配置效應(yīng)的計算方法與數(shù)據(jù)來源

1．勞動配置效應(yīng)的計算方法本文采用賽爾奎因計算勞動配置效應(yīng)的方法［28］。總產(chǎn)出等于三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出之和:(5)式右邊第二項即為勞動配置效應(yīng)，等于總勞動生產(chǎn)率的增長率與以各部門產(chǎn)出份額為權(quán)重計算的各部門勞動生產(chǎn)率增長率的加權(quán)和的差值，即:其中，A(y)為勞動配置效應(yīng)，Gy為總勞動生產(chǎn)率的增長率，ρi為第i部門的產(chǎn)出份額，Gyi為第i部門勞動生產(chǎn)率的增長率。

2．?dāng)?shù)據(jù)來源與說明改革開放之前，我國三次產(chǎn)業(yè)之間勞動力的流動并不顯著，測算1978年之前的勞動配置效應(yīng)沒有太大意義，所以本文只分析1978年以來我國各省區(qū)三次產(chǎn)業(yè)之間勞動力轉(zhuǎn)移帶來的勞動配置效應(yīng)。計算勞動配置效應(yīng)需要各地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值、就業(yè)人數(shù)以及生產(chǎn)指數(shù)，國家統(tǒng)計局出版的《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》中有各省區(qū)這三個指標(biāo)1978～2008年的數(shù)據(jù)，2009和2010年的數(shù)據(jù)用《中國統(tǒng)計年鑒》補(bǔ)齊，其中，重慶市1978～1985年的三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)數(shù)據(jù)缺失。由于計算過程中涉及勞動生產(chǎn)率的增長率，各省區(qū)1978年的勞動配置效應(yīng)無法計算，所以最終的樣本個數(shù)為985個。本文各地區(qū)人均實際GDP數(shù)據(jù)根據(jù)《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》中的當(dāng)年價人均GDP和生產(chǎn)指數(shù)數(shù)據(jù)計算而得，并以1978年為基期;二三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)份額根據(jù)《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》中各地區(qū)分產(chǎn)業(yè)的就業(yè)數(shù)據(jù)計算而得，同樣利用《中國統(tǒng)計年鑒》補(bǔ)齊2009年和2010年的數(shù)據(jù)。城市化率用各地區(qū)城鎮(zhèn)常住人口除以總常住人口得到。《中國統(tǒng)計年鑒》從2005年才開始公布各地區(qū)的分城鄉(xiāng)常住人口數(shù)據(jù)，2005年之前，只有三次人口普查年度的數(shù)據(jù)。本文假定各地區(qū)城市化年增長率不變，用1982年、1990年、2000年、2005年四個年度的數(shù)據(jù)平滑出缺失年份的城市化率。其中，海南省在1990年以及重慶市在2000年才單獨普查，相應(yīng)年份之前的數(shù)據(jù)缺失。

三、勞動配置效應(yīng)的倒“U”型趨勢檢驗

1．描述性統(tǒng)計表1是各省區(qū)勞動配置效應(yīng)，人均實際GDP對數(shù)，二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額，城市化水平，第二產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)以及第三產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率比值等變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。所有變量都有足夠大的變化區(qū)間，適合于回歸分析。二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額的最大值和最小值分別為0.961和0.148，基本上覆蓋其理論取值區(qū)間，城市化水平的取值范圍也是如此，所以這兩個變量的樣本數(shù)據(jù)適合于勞動配置效應(yīng)的倒“U”型趨勢檢驗。一、二產(chǎn)業(yè)和一、三產(chǎn)業(yè)之間勞動生產(chǎn)率比值都大于1，能夠反映第一產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率低于二、三產(chǎn)業(yè)的事實，在檢驗?zāi)Ｐ椭锌刂七@兩個比值變量具有合理性。表2是我國各省區(qū)1979～2010年的平均勞動配置效應(yīng)。重慶市的年均勞動配置效應(yīng)最大(0.0299)，黑龍江省的年均勞動配置效應(yīng)最小(－0.008)。年均勞動配置效應(yīng)大于0.02的省份大多位于東部和中部地區(qū)，年均勞動配置效應(yīng)在0.01～0.02之間的省份主要位于中西部地區(qū)，年均勞動配置效應(yīng)小于0.01的省份主要是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的北京、天津、上海三大直轄市以及城市化水平較高的東北三省①，其中吉林和黑龍江兩省的年均勞動配置效應(yīng)為負(fù)。可見，各省區(qū)的勞動配置效應(yīng)存在明顯的差異，在對三個模型進(jìn)行檢驗時，應(yīng)該考慮地區(qū)效應(yīng)。圖5、圖6、圖7分別是勞動配置效應(yīng)(Effect)對人均實際GDP對數(shù)、第二和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額、城市化水平的散點圖。從圖5中可以看出，在人均實際GDP對數(shù)較小時，勞動配置效應(yīng)隨著人均實際GDP對數(shù)的增加而變大;在人均實際GDP對數(shù)達(dá)到7.5左右時，勞動配置效應(yīng)最大;隨著人均實際GDP對數(shù)的繼續(xù)增加，勞動配置效應(yīng)開始下降。從圖6中可以看出，在二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重低于55%時，勞動配置效應(yīng)隨著二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額的增加而增加;在二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重超過55%后，勞動配置效應(yīng)隨著二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額的增加而下降。從圖7可知，在城市化水平低于40%時，勞動配置效應(yīng)隨著城市化水平的提升而增加;在城市化水平超過40%后，勞動配置效應(yīng)隨著城市化的進(jìn)一步發(fā)展而下降。因此，從三個散點圖可以得出，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、第二和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)水平、城市化水平的提升，勞動配置效應(yīng)呈倒“U”型變動。

2．計量結(jié)果分析本文采用我國省級面板數(shù)據(jù)依次對三個模型參數(shù)進(jìn)行估計，首先進(jìn)行混合最小二乘估計，然后對截面和時間雙固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計，最后對截面隨機(jī)或時間隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計②。三個模型雙固定效應(yīng)似然比(LR)檢驗的卡方統(tǒng)計量的P值都為0.0000，表明三個模型都應(yīng)該加入截面和時間雙固定效應(yīng)。三個模型隨機(jī)效應(yīng)Hausman檢驗的卡方統(tǒng)計量的P值也都為0.0000，拒絕模型中存在截面隨機(jī)效應(yīng)或時間隨機(jī)效應(yīng)的假設(shè)，因此，在三個模型中都加入截面和時間雙固定效應(yīng)最優(yōu)。表3給出了三個模型的估計結(jié)果。模型一的混合最小二乘估計結(jié)果顯示，所有解釋變量的系數(shù)都在5%的顯著性水平下顯著，但模型調(diào)整后的擬合優(yōu)度僅為0.0433，另外較低的D.W.值表明混合回歸的殘差序列可能存在自相關(guān)。相比混合回歸結(jié)果，模型一在截面和時間雙固定效應(yīng)情形下的估計結(jié)果更優(yōu)。調(diào)整后的擬合優(yōu)度有了明顯的改善，提高到0.2723;D.W.值增加到1.87，表明殘差序列已不存在明顯的自相關(guān)。從雙固定效應(yīng)回歸結(jié)果可知，滯后一期的一、二產(chǎn)業(yè)之間和一、三產(chǎn)業(yè)之間勞動生產(chǎn)率比值的系數(shù)都為正，與“上一期生產(chǎn)率差距越大，當(dāng)期勞動配置效應(yīng)越大”的理論假設(shè)相符。人均實際GDP對數(shù)的一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負(fù)，并且都在1%的水平下顯著，反映隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，勞動配置效應(yīng)呈倒“U”型變化趨勢，驗證了錢納里等的結(jié)論。模型二的混合回歸結(jié)果同樣存在調(diào)整擬合優(yōu)度偏低和殘差自相關(guān)等問題。加入截面和時間雙固定效應(yīng)后，問題得到了解決。滯后一期的一、二產(chǎn)業(yè)和一、三勞動生產(chǎn)率比值的系數(shù)符號都與理論假設(shè)相符。二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額的一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負(fù)，且都在1%的水平下顯著，表明隨著二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的提升，勞動配置效應(yīng)呈倒“U”型變化趨勢，與徐現(xiàn)祥和舒元的結(jié)論一致。模型三的混合回歸結(jié)果同樣不夠理想，并且城市化水平一次項和二次項系數(shù)都不顯著。加入截面和時間固定效應(yīng)后，調(diào)整擬合優(yōu)度提高到0.2772，D.W.值接近于2。雙固定效應(yīng)模型中城市化水平一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負(fù)，都在5%的水平下顯著，表明隨著我國城市化的發(fā)展，勞動配置效應(yīng)呈倒“U”型變化趨勢。三個模型截面和時間雙固定效應(yīng)的回歸結(jié)果表明隨著經(jīng)濟(jì)水平的發(fā)展、第二和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重的增加、城市化水平的提升，勞動配置效應(yīng)呈倒“U”型變化趨勢。依據(jù)這三個變量一次項和二次項系數(shù)的值可以計算出勞動配置效應(yīng)由上升趨勢轉(zhuǎn)為下降趨勢的拐點。當(dāng)人均實際GDP為1595元(1978年價)，二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)份額為58.18%，城市化水平為38.97%時，勞動配置效應(yīng)達(dá)到最大。對我國歷年人均GDP以1978年為基年進(jìn)行平減可知，2010年的人均實際GDP約為1500元，而二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)份額在2007年約為59%，表明模型一和模型二對勞動配置效應(yīng)變化趨勢拐點的預(yù)測基本一致，即在2008年金融危機(jī)前后，我國的勞動配置效應(yīng)達(dá)到了最高點。2002年我國城市化水平大約在39%左右，也就是說與模型一和模型二相比，模型三對勞動配置效應(yīng)拐點的預(yù)測有所提前。但是，目前我國還有部分從事二、三產(chǎn)業(yè)的勞動力居住于鄉(xiāng)村，根據(jù)常住人口計算的城市化率對我國真實的城市化水平有所低估，所以模型三對拐點的判斷并不顯著異于前兩個模型。

四、結(jié)論與討論

本文對我國改革開放以來三次產(chǎn)業(yè)之間勞動力流動帶來的配置效應(yīng)進(jìn)行計算和分析發(fā)現(xiàn)，勞動配置效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用并不像要素投入、技術(shù)進(jìn)步那樣明確，某些時期的勞動配置效應(yīng)甚至為負(fù)，勞動配置效應(yīng)存在消失的可能。從勞動配置效應(yīng)的概念出發(fā)，本文認(rèn)為三次產(chǎn)業(yè)之間勞動生產(chǎn)率的差距是產(chǎn)生勞動配置效應(yīng)的前提條件，而工業(yè)化和城市化的推進(jìn)使勞動配置效應(yīng)得以實現(xiàn)。在工業(yè)化的不同發(fā)展階段，三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展速度不同，勞動生產(chǎn)率差距也不斷變化。通過對我國三次產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，本文發(fā)現(xiàn)隨著工業(yè)化和城市化的推進(jìn)，三次產(chǎn)業(yè)之間邊際勞動產(chǎn)出差距經(jīng)歷了一個由小變大再變小的過程。據(jù)此，本文推斷勞動配置效應(yīng)的變化趨勢是一條先上升再下降的倒“U”型曲線。利用我國1979～2010年的省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析發(fā)現(xiàn)，隨著工業(yè)化和城市化的發(fā)展，勞動配置效應(yīng)確實呈現(xiàn)倒“U”型變化趨勢。依據(jù)計量回歸結(jié)果對勞動配置效應(yīng)變化趨勢的拐點進(jìn)行計算，本文發(fā)現(xiàn)我國三次產(chǎn)業(yè)之間勞動力的再配置效應(yīng)在2008年金融危機(jī)之前達(dá)到了最高點，“十二五”期間勞動配置效應(yīng)將會不斷下降。2008年之后，我國經(jīng)濟(jì)增長速度開始下降。雖然金融危機(jī)是我國經(jīng)濟(jì)減緩的一個主要因素，但是勞動配置效應(yīng)轉(zhuǎn)向下降趨勢也是一個不可忽視的原因。目前，我國第一產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率與二、三產(chǎn)業(yè)還存在較大的差距，第一產(chǎn)業(yè)勞動力繼續(xù)向二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移還能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，但貢獻(xiàn)將越來越小。因此，消除我國東南沿海發(fā)達(dá)地區(qū)的“民工荒”現(xiàn)象，完善勞動力市場，減緩勞動配置效應(yīng)的下降趨勢是當(dāng)前亟待解決的問題。本文驗證了錢納里等對勞動配置效應(yīng)隨人均收入增加呈倒“U”型變化的論斷，也闡明了勞動配置效應(yīng)呈倒“U”型變化趨勢的原因，然而本文還存在以下幾點不足:回歸模型中用勞動生產(chǎn)率的差距替代邊際勞動產(chǎn)出的差距可能影響對勞動配置效應(yīng)變化趨勢拐點的判斷;本文對各省區(qū)的城市化率進(jìn)行平滑，可能忽略某些地區(qū)城市化發(fā)展的階段性特征，進(jìn)而影響本文的結(jié)論。

作者：秦佳李雅楠單位：南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院