結構變遷工資差異與經濟增長

1、結構變遷、工資差異與經濟增長基于75個國家和地區(qū)19782007年面板數據的實證研究鄭義 徐康寧（東南大學）  一、引言與相關文獻綜述為什么一體化經濟體中會出現不同的經濟增長？為什么一些發(fā)展中國家成功趕上了發(fā)達國家？為什么絕大多數發(fā)展中國家與發(fā)達國家之間的差距越來越大？為了回答這些問題，經濟學家們提出了各種各樣的增長模型去解釋，從“二元經濟”理論到Solow模型，從Solow模型再到MRW模型以及在Solow模型基礎上擴展的其他各種模型等，不勝枚舉。綜合這些理論模型，基本上可以歸納出影響經濟增長的主要因素有資本、勞動力、技術、生產結構和制度。但是與經濟發(fā)展關系最密切的兩個方

2、面二元主義和結構變化，幾乎從近年來經濟增長的理論研究中消失了，很多研究甚至認為在研究經濟增長時可以忽略結構變化的影響。圖1和圖2分別描述了結構變化率、工資差異與經濟增長率的關系，很容易發(fā)現這樣一個事實：結構變化率和工資差異都與經濟增長率正相關?；诖?，本文嘗試探討結構變化對經濟增長的深刻影響。 在此領域的早期研究中，最先系統(tǒng)提出二元經濟理論的當屬Lewis（1954）。他指出，發(fā)展中國家一般都存在城市工業(yè)部門和鄉(xiāng)村農業(yè)部門這樣的二元經濟結構，主要表現為傳統(tǒng)農業(yè)部門的勞動生產率遠遠低于以現代工業(yè)為代表的非農產業(yè)的勞動生產率。著名理論經濟學家Stigliz（1957）指出，經濟增長的要素

3、有資本、勞動力、技術和生產結構。后來的研究者主要從實證層面檢驗了這一理論。 20世紀90年代年以來，中國經濟的快速增長吸引了很多經濟學者的注意，他們從不同視角詮釋中國經濟增長的奇跡，結論大致相同，即中國經濟的快速增長主要得益于改革開放以后中國農村剩余勞動的重新配置（Young，2003；Bosworth和Collins，2008；Perkins和Rawski，2008）。上述理論和實證研究結果表明：在分解經濟增長的過程中應該包括結構變化這一解釋變量。近期關于經濟增長與結構變化的研究主要集中于理論層面的探討，特別是主要關注部門結構變化的長期演進趨勢和多部門模型的研究（Acemoglu和Zilib

4、otti，1999；Caselli，2005；Falkinger和Grossman，2005；Lucas，2004；Temple，2005；陳曉光和龔六堂，2005；陳體標，2007）。 在Barro（1991）和Mankiw、Romer和Weil（1992）（以下簡稱MRW，1992）的基礎上，我們構建一個狹義的結構變化與經濟增長模型。通常情況下農業(yè)勞動的邊際產出相對較低，若農業(yè)勞動流向效率較高的非農業(yè)部門，總產出將會增加。顯而易見，這種額外的產出是在沒有增加資本和勞動投入的情況下實現的，這表明勞動的重新配置會提高總產出。基于此，本文重點研究勞動的重新配置對經濟增長的影響。與勞動和資本投入、

5、初始人力資本水平等變量相比，結構變化和工資差異對經濟增長的影響是怎樣的？各個變量的影響在不同經濟發(fā)展水平的國家是否存在差異？為此，我們進行跨國研究，并細分成不同的國家類型。實證結果表明，結構變化對經濟增長的影響顯著為正，這也驗證了勞動要素在部門間的重新分配（自由流動）是經濟增長的重要源泉的理論假設。本文使用兩個變量來描述結構變化結構變化率和部門間工資差異，回歸結果表明結構變化率的系數大于部門間工資差異的系數，這說明經濟增長和結構變化之間的關系是非線性的，二者呈凸面關系。部門間工資差異越大，和結構變化緊密聯系的收入增長就越快。于是我們得出如下結論：結構變化最快的國家同樣也是經濟發(fā)展最快的國家。

6、二、理論框架與模型我們首先引入MRW（1992）的增長模型，那就是說，一個國家經濟平穩(wěn)增長的動力可以表示為：  其中，Y為產出，L為人力資本投入，Y（t）/L（t）和Y（0）/L（0）分別為t時刻人均產出和初始人均產出，A為人力資本擴張帶來的技術進步，g為技術進步率，n為就業(yè)人口增長率，為折舊率，為物質資本的產出彈性，s為資本產出比，為經濟增長收斂速度參數。為了準確衡量人力資本對經濟增長的影響，MRW（1992）模型通過引入人力資本和物質資本等變量將索洛模型加以擴展，表示為： 其中，sk和sh分別表示物質資本和人力資本的投入，收斂率表示為=（ng）（1），<

7、1表示整體上資本回報遞減，為勞動的產出彈性。 為衡量人力資本對經濟增長的影響，MRW又延伸出一種表達形式：    其中，h*表示人力資本水平。MRW模型有一個明顯的缺憾，即他們認為技術作為一種公共產品可以免費獲得而且能夠很快地跨越國界傳播。這與現實不符，因為技術的擴散不僅需要成本，還需要一定時間。 借鑒Temple和W&Bmann（2006）構建經濟增長模型的做法，我們構建一個兩部門（農業(yè)部門和非農業(yè)部門）一般均衡生產模型： Y=（YaqYm）/（1，q）（4） 其中，（1，q）為GDP平減指數，Ya和Ym分別為農業(yè)部門和非農業(yè)部門的產出，q為非農業(yè)部門產

8、品的相對價格。假設每個部門的生產函數為規(guī)模報酬不變，則有： Ya=AaF（Ka，La）（5） Ym=AmG（Km，Lm）（6） 其中，Aa和Am分別表示農業(yè)部門和非農業(yè)部門的全要素生產率，每個部門的工資為勞動的邊際產出，得到： Wa=AaFL（7） Wm=qAmGl（8） 其中，Wa和Wm分別為農業(yè)部門和非農業(yè)部門的工資，L為人力資本的偏導數。兩個部門的物質資本也分別獲得其邊際產出，即AaFk=qAmGk=r，r為物質資本的租金率，K為物質資本的偏導數。 由于假設邊際產出的差異和部門間勞動要素的流動完全取決于兩部門間的工資比率，當部門間工資比降低到特定水平k時，流動將停止，長期的流動均衡可表示

9、為： Wm=kWa（9） 于是結構變化與部門間工資比（k）的關系可以表述為： x=p/（1p）=（Wm/kWa1）（10） 其中，p代表流動的傾向，定義為p=a/a， a表示農業(yè)部門從業(yè)人員占全部從業(yè)人員的比重，表示長期均衡的調整速度。 Wm/Wa=k1（1/）p/（1p）（11） 因此，可以通過結構變化的數據推導出部門間工資比，于是Temple和W&Bmann（2006）得出索洛剩余：  其中，Z表示總的生產效率，表示變量X的變動率，即=dX（t）/dt，s（t）表示t時刻名義農業(yè)產出份額即s（t）=Ya/（YaqYm），表示勞動收入比重即=WaL/Y，m表示非農

10、部門從業(yè)人員占所有從業(yè)人員的比重，即m=1a。  由于無法衡量部門層面上的物質資本份額，Temple和W&Bmann（2006）引入向量v表征不是由結構變化引起的跨部門的TFP增長變動，方程如下：  通過引入結構變化和工資差異兩個變量，Temple和W&Bmann（2006）擴展了MRW（1992）的模型，表示如下：  其中，為常數項，W包括儲蓄率、人口增長率、物質資本積累和人力資本積累等變量。 三、計量模型、變量說明與計量方法選用（一）計量模型。借鑒Bond等（2001）的做法，方程（1）至方程（3）和方程（13）可以寫成面板

11、數據模型： yi，t=（1）yi，t1X'i，titvi，t（17） 其中，i=1，2，N表示國家，t=2，3，T表示時間，yi，t表示國家i每3年人均GDP自然對數值的差額，yi，t1為國家i每3年初始人均GDP的自然對數值，X'i，t為包括物質資本投資比重、人力資本水平、勞動人口增長率和結構變化等變量每3年的平均值，i表示無法觀察到的國家間效率的異質性，時間啞變量t用來衡量跨國生產率的變化，vi，t表示時變誤差項。 （二）變量說明。本文選取了全球主要的發(fā)達國家（包括OECD國家在內共35個）和包括東歐轉型國家、亞洲四小龍（韓國、新加坡、中國香港、中國臺灣）、東盟四國、金磚四

12、國（中國、印度、俄羅斯、巴西）等在內的40個發(fā)展中國家或地區(qū)19782007年的數據進行研究，主要變量說明如下： 因變量yi，t表示每3年人均GDP自然對數值的變化率（WDI）；yi，t1表示每3年初始收入水平（WDI）；Sit表示物質資本比率（WDI），根據MRW（1992）、Islam（1995）、Caselli等（1996）以及Hoeffler（2002）的做法，本文用投資額占GDP的比值來表示；N表示勞動人口增長率（國際統(tǒng)計年鑒），借鑒MRW（1992）、Temple和W&Bmann（2006）等的做法得出N值，即N=nitg，其中，nit為各國勞動人口增長率，g=0.05（M

13、RW，1992；Ding和Knight，2009）；HUit為人力資本水平（Barro和Lee，2001）， HURit為人力資本增長率。MGROWTHit表示結構變化率（WDI）；DISEQit表示部門間工資差異（WDI）。 （三）計量方法選用。在方程（17）左右兩邊加上因變量滯后項即有： yi，t=yi，t1X'i，titvi，t（18） 由于本文使用的是寬而短的面板數據，而且因變量的滯后項和時間以及截面的相關性會使OLS回歸結果出現很大偏差，而使用差分GMM方法對動態(tài)模型進行估計，可以解決計量模型中存在的內生性問題，從而獲得各個內生變量系數的一致估計。Blundell和Bond（

14、1998）利用蒙特卡羅模擬發(fā)現，有限樣本下系統(tǒng)廣義矩估計比差分廣義矩估計的偏差小，Nickell（1981）、Arellano和Bover（1995）以及Bond等（2001）也得到同樣的結論。鑒于此，本文選用系統(tǒng)廣義矩方法（system GMM）進行估計。 四、回歸結果分析借鑒Temple（2004）、Temple和W&Bmann（2006）以及Ding和Knight（2009）的做法，我們選擇OLS、TSLS和SGMM三種方法對Solow模型、MRW模型和加入結構變化變量的Solow模型進行回歸（由于OLS的回歸結果不顯著，TSLS與SGMM的回歸結果大致相似，所以僅列出SGMM的

15、回歸結果），回歸結果見表1、表2和表3。接下來我們分別描述初始收入水平、物質資本投資比率、勞動增長率、人力資本水平和結構變化等變量的增長效應。 （一）初始收入水平（yit1）、投資比率（Sit）和人口增長率（nitg）。如表1所示，在Solow模型和MRW模型中初始收入水平的回歸系數在（1）、（4）和（6）中顯著為負，在（2）、（3）和（5）中不顯著。在全部樣本國家和發(fā)展中國家或地區(qū)樣本中，人均收入呈條件收斂特征，但是在發(fā)達國家樣本中人均收入沒有呈現收斂特征。表2和表3中初始收入水平的回歸結果與表1完全一致。以上分析表明，初始人均收入較低的國家通常有較快的經濟增長，Bond等（2001）和Ho

16、effler（2002）也得到類似結論。 值得注意的是，投資比率和人口增長率在發(fā)達國家樣本中的回歸系數分別為負數和正數，但是在發(fā)展中國家或地區(qū)樣本中，這兩個變量的回歸系數卻分別為正數和負數，這一結果與MRW（1992）、Ding和Knight（2009）的實證結果不一致。本文認為一個可能的原因是發(fā)達國家以資本密集型和技術密集型產業(yè)為主，發(fā)展中國家或地區(qū)以勞動密集型產業(yè)為主，從而會導致物質資本在不同國家或地區(qū)的邊際產出大不相同。改革開放30年來，正是國內相對較高的資本投入和FDI的大量流入才使中國經濟持續(xù)快速發(fā)展。當然，隨著資本投入的不斷增加，其邊際效率逐漸降低，資本驅動經濟增長的潛在動力越來越

17、小，中國經濟要保持可持續(xù)發(fā)展，必須加快轉變經濟發(fā)展方式，將經濟從“資本驅動”轉向“科教驅動”和“創(chuàng)新驅動”，把發(fā)展創(chuàng)新型經濟作為主攻方向，在發(fā)展中促轉變，在轉變中謀發(fā)展。 （二）人力資本水平（HUit）和人力資本增長率（HURit）。在跨國經濟增長的實證研究中，教育對經濟增長的影響一直存在爭議。MRW（1992）發(fā)現教育水平對經濟增長率有顯著的正向影響，Benhabib和Spiegel（1994）以及Pritchett（1999）卻認為發(fā)展中國家教育水平的提升與其產出增長率之間沒有顯著聯系。Gemmell（1996）堅持認為一個國家只有具有較高的初始人力資本水平和快速的人力資本增長才能保持較高

18、的經濟增長率。 在索洛模型的基礎上加入人力資本水平及其變化率這兩個變量來檢驗教育和經濟增長率的關系，如表1、表2和表3所示。在全部國家和發(fā)達國家樣本中，HUit（大學生占人口比重）的回歸系數顯著為正，在發(fā)展中國家或地區(qū)樣本中HUit的回歸系數為正，但不顯著。出乎意料的是，HURit（大學生占人口比重的增長率）的回歸系數在不同類型國家中總是為負。這一結論驗證了“Pritchett假設”（Pritchett，1999）。眾所周知，從20世紀80年代開始，美國經濟出現了二戰(zhàn)后罕見的持續(xù)高速增長，經歷了戰(zhàn)后以來最深刻的結構調整，以信息業(yè)為核心的高科技產業(yè)得到了長足發(fā)展，傳統(tǒng)產業(yè)也得到了有效改造，國際競

19、爭力顯著增強。學界謂之“新經濟”，其實“新經濟”的主要動力就是基于高水平教育發(fā)展起來的信息技術革命和經濟全球化。有鑒于此，中國要保持經濟快速健康協(xié)調發(fā)展，必須堅持“科教興國”戰(zhàn)略，尤其要大力發(fā)展高等教育，全方位融入全球化的教育體系中，借鑒發(fā)達國家和地區(qū)的教育理念，真正建立培養(yǎng)創(chuàng)新人才、在全球范圍內爭奪人才和留住人才的組織機制，使經濟建設轉移到依靠科技進步和提高勞動者素質的軌道上來。 （三）結構變化率（MGROWTHit）和部門間工資差異（DISEQit）。我們在方程中加入表示結構變化的兩個變量（MGROWTHit和DISEQit）繼續(xù)擴展索洛模型，以檢驗部門間的勞動流動對經濟增長率的影響。由于

20、結構變化的內生性特點，如經濟快速發(fā)展時期同時也是農業(yè)部門勞動力加速流向非農部門和產業(yè)結構變化最快的時期，這里將線性結構變化（MGROWTHit，用非農業(yè)部門產值占GDP比重的變化率來表示）和非線性結構變化（DISEQit，用部門間工資差異來表示）都看作內生變量。  如表2模型（2）所示，MGROWTHit的系數顯著為正，DISEQit雖然也為正但不顯著，將這兩個變量分別加入方程進行回歸，結果如模型（3）和模型（4）所示，兩個變量的系數都顯著為正，同物質資本、勞動增量和人力資本水平相比，結構變化的回歸系數最大，分別達到1.18883和0.595176，而物質資本、勞動增量和人力資本水平

21、的影響系數分別是0.12844、0.080039和0.190434。這也驗證了本文的理論假設，即結構變化最快的國家或地區(qū)同樣也是經濟發(fā)展最快的國家或地區(qū)。如同勞動、資本、人力資本和技術一樣，勞動要素在部門間的重新分配也是經濟增長的重要源泉。 （四）不同類型國家結構變化對經濟增長的異質性影響。由表2可見，結構變化的增長效應既有線性也有非線性特征，而Temple和W&Bmann（2006）基于發(fā)展中國家的數據研究認為結構變化的增長效應是非線性的。為此我們將樣本分成發(fā)達國家和發(fā)展中國家或地區(qū)分別進行回歸，結果如表3所示。 表3可以看出發(fā)達國家結構變化率和部門間工資差異的回歸系數都為正數，但不

22、顯著；發(fā)展中國家或地區(qū)結構變化率的系數為正，同樣不顯著，部門間工資差異的影響系數顯著為正?；貧w結果說明發(fā)達國家與發(fā)展中國家或地區(qū)具有不同的產業(yè)結構和結構變化方式。通常情況下發(fā)達國家以第二、三產業(yè)為主，第一產業(yè)對本國經濟增長的貢獻越來越小。但是發(fā)達國家農業(yè)部門與非農業(yè)部門之間的生產效率差距卻沒有拉大，因為其發(fā)達的制造業(yè)和快速增長的服務業(yè)能為本國農業(yè)部門提供有力的技術支持和充足的資本供給（Hausmann和Klinger，2007；Greenwald和Stiglitz，2006）。因此，發(fā)達國家傾向于發(fā)展高附加值的技術密集型或資本密集型現代農業(yè)，即使勞動結構明顯變化，經濟增長效應也不顯著；而發(fā)展中

23、國家或地區(qū)的情況就截然不同了，占絕對份額的低效率農業(yè)部門和較小份額的先進制造業(yè)部門構成了典型的“二元經濟”，由于部門間勞動生產率存在巨大差異，勞動的重新配置自然會帶來顯著的增長效應。Ding和Knight（2009）也得到類似結論，他們認為在發(fā)展中國家或地區(qū)結構變化是經濟發(fā)展“解釋力較強”的決定因素。 我們認為中國各省份經濟發(fā)展水平差異較大：沿海發(fā)達地區(qū)接近中等發(fā)達國家水平，個別中西部省份剛剛解決溫飽問題。根據上述研究結論可以看出不同省份的發(fā)展動力存在階段性差異：沿海發(fā)達省份依靠豐富的人力資源優(yōu)勢，應大力發(fā)展知識密集型和技術密集型產業(yè)，充分挖掘“人才給力”，使生產經營活動盡量向生產系統(tǒng)中“微笑

24、曲線”的研發(fā)和售后服務兩端環(huán)節(jié)靠攏，不斷實現產業(yè)升級和結構優(yōu)化；相對落后地區(qū)則適宜發(fā)展勞動密集型和資本密集型產業(yè)，充分拓展結構變遷的“潛在增長空間”。 五、結論與啟示1.結構變化率、部門間工資差異與經濟增長正相關。同物質資本（投資比重）和勞動人口增長率以及人力資本水平相比，結構變化的增值效應最大，分別達到1.18883和0.595176，從而驗證了本文的理論假設，即結構變化最快的國家或地區(qū)同樣也是經濟發(fā)展最快的國家或地區(qū)。如同勞動、資本、人力資本和技術一樣，勞動要素在部門間的重新分配也是經濟增長的重要源泉。 2.不同國家或地區(qū)經濟增長動力存在異質性差異。在發(fā)展中國家或地區(qū)，結構變化的增長效應最

25、大，物質資本的作用次之；在發(fā)達國家，人力資本的增長效應最大，結構變化的影響不顯著。發(fā)達國家與發(fā)展中國家或地區(qū)具有不同的產業(yè)結構和結構變化方式。通常情況下發(fā)達國家農業(yè)部門與非農業(yè)部門之間的生產效率差異很小，由于其發(fā)達的制造業(yè)和快速增長的服務業(yè)能為本國農業(yè)部門提供有力的技術支持和充足的“資本給力”，在發(fā)達國家即使有勞動結構的明顯變化，其增長效應也不顯著；發(fā)展中國家或地區(qū)大多是典型的“二元經濟”結構，由于部門間勞動生產率存在巨大差異，勞動的重新配置自然會帶來顯著的增長效應。 3.研究結論對中國經濟發(fā)展的啟示。實證結果表明，在所有影響發(fā)展中國家或地區(qū)經濟增長的諸多要素中，結構變化的貢獻最大。從中國的現

26、實情況看，摒除要素流動壁壘，實現城鄉(xiāng)一體化，不僅能降低城鄉(xiāng)收入差距，還能帶來生產率的提高。改革的過程是制度演進的過程，也是結構變遷的過程。改革開放以來，我國農村大量隱性失業(yè)農民從生產率較低的農業(yè)部門逐步轉移到生產率較高的工業(yè)部門，從而推動了中國經濟的快速增長。依靠部門間要素轉移驅動經濟增長對中國經濟的轉型具有現實的指導意義。它一方面節(jié)約了能耗，促進了結構優(yōu)化；另一方面也增加了農民的工資收入，提高了農民的收入水平。在某種意義上講，這是我國實現“包容性增長”的重要路徑之一。 參考文獻： 1陸銘，陳釗.城市化、城市傾向的經濟政策與城鄉(xiāng)收入差距J.經濟研究，2004，（6）：5058. 2高帆.論二元經濟結構的轉化趨向J.經濟研究，2005，（9）：91102. 3Barro R J. Economic growth in a cross section of countriesJ. Quarterly Journal of Economics，1