丁建勛

摘 要：

文章構(gòu)建了一個(gè)部門間要素邊際生產(chǎn)率存在差異的二元經(jīng)濟(jì)模型，探討要素再配置效應(yīng)的測(cè)算方法，并在此基礎(chǔ)上，對(duì)中國(guó)1990—2012年的要素再配置效應(yīng)變動(dòng)趨勢(shì)進(jìn)行了研究。結(jié)果表明，中國(guó)要素再配置效應(yīng)是存在的，且呈波動(dòng)上升的趨勢(shì)，其波動(dòng)態(tài)勢(shì)與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)走勢(shì)基本一致。在要素再配置效應(yīng)中，勞動(dòng)力再配置效應(yīng)的波動(dòng)態(tài)勢(shì)與要素再配置效應(yīng)的波動(dòng)態(tài)勢(shì)基本吻合，在考察期大多數(shù)年份，其對(duì)要素再配置效應(yīng)具有正向貢獻(xiàn)，并在要素再配置效應(yīng)中起到了主導(dǎo)和支配作用。資本再配置效應(yīng)呈先升后趨穩(wěn)定的態(tài)勢(shì)，其對(duì)要素再配置效應(yīng)的貢獻(xiàn)較小或漸趨消失。

關(guān)鍵詞：

要素再配置效應(yīng)；邊際生產(chǎn)率；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

文章編號(hào)：2095-5960（2015）06-0001-10

；中圖分類號(hào)：F014.7

；文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引 言

自Syrquin（1984）[1]等學(xué)者開始，要素再配置效應(yīng)作為生產(chǎn)率增長(zhǎng)的一個(gè)來源，在促進(jìn)TFP增長(zhǎng)和GDP增長(zhǎng)等方面的貢獻(xiàn)越來越受到關(guān)注。

關(guān)于我國(guó)的要素再配置效應(yīng)，學(xué)者們的研究主要集中在兩個(gè)方向：一是測(cè)算要素再配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。Woo（1998）[2]的研究表明，1979—1993年間，在我國(guó)年均93%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率中，勞動(dòng)要素在部門之間的再配置效應(yīng)貢獻(xiàn)了11個(gè)百分點(diǎn)，這僅次于勞動(dòng)投入所貢獻(xiàn)的13個(gè)百分點(diǎn)。蔡昉和王德文（1999）[3]認(rèn)為，1982—1997年間勞動(dòng)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)達(dá)到了20%以上。郭熙保（2002）[4]的分析表明，農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)總量勞動(dòng)生產(chǎn)率和總產(chǎn)出增長(zhǎng)率的提高幅度分別為25%和20%。李勛來和李國(guó)平（2005）[5]估算1978—2003年間我國(guó)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)約為18%。張廣婷、江靜和陳勇（2010）[6]的實(shí)證研究結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高和GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)分別為1633%和172%。二是探討結(jié)構(gòu)調(diào)整和要素再配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的變動(dòng)趨勢(shì)。劉偉和張輝（2008）[7]以及干春暉和鄭若谷（2009）[8]認(rèn)為，結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極的影響，但這一影響呈現(xiàn)出逐漸降低的趨勢(shì)。徐現(xiàn)祥和舒元（2001）[9]通過一個(gè)簡(jiǎn)單的勞動(dòng)結(jié)構(gòu)調(diào)整模型證明了勞動(dòng)力再配置效應(yīng)的變動(dòng)趨勢(shì)呈倒U型，并且經(jīng)驗(yàn)分析也支持此結(jié)論。張平和郭熙保（2011）[10]采用改進(jìn)的邊際生產(chǎn)率方法估計(jì)了我國(guó)的勞動(dòng)力再配置效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力再配置效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)呈U型變動(dòng)趨勢(shì)。周國(guó)富和李靜（2013）[11]同樣運(yùn)用邊際生產(chǎn)率方法估計(jì)了勞動(dòng)力再配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)，認(rèn)為勞動(dòng)力再配置效應(yīng)呈周期性波動(dòng)，其波動(dòng)走勢(shì)與宏觀經(jīng)濟(jì)走勢(shì)基本一致。

由此可見，學(xué)者們對(duì)我國(guó)的要素再配置效應(yīng)進(jìn)行了大量卓有成效的研究，但仍然存在兩個(gè)問題需要解決：第一，雖然學(xué)者們都認(rèn)可要素再配置效應(yīng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛在來源之一，但學(xué)者們對(duì)其變動(dòng)趨勢(shì)卻沒有形成共識(shí)。第二，對(duì)我國(guó)要素再配置效應(yīng)的研究，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多集中于探討勞動(dòng)力再配置效應(yīng)，而忽視了對(duì)資本再配置效應(yīng)的分析。從實(shí)踐來看，勞動(dòng)力再配置過程往往與資本再配置過程同時(shí)進(jìn)行，它們之間存在著相互匹配的關(guān)系?，F(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門只有足夠的資本投資到位，才有可能將勞動(dòng)力從傳統(tǒng)部門吸納到現(xiàn)代部門。因此，研究要素再配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)時(shí)，只強(qiáng)調(diào)勞動(dòng)力再配置效應(yīng)而忽視資本再配置效應(yīng)，顯然存在疏漏。本文擬對(duì)上述問題進(jìn)行深入探討，所做貢獻(xiàn)在于，將資本再配置效應(yīng)納入要素再配置效應(yīng)的分析框架，拓展以往文獻(xiàn)對(duì)要素再配置效應(yīng)的研究，更精確地刻畫我國(guó)要素再配置效應(yīng)的變動(dòng)趨勢(shì)。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分構(gòu)建一個(gè)產(chǎn)業(yè)部門間要素邊際生產(chǎn)率存在差異的二元經(jīng)濟(jì)模型，探討要素再配置效應(yīng)的測(cè)算方法；第三部分分析我國(guó)要素再配置效應(yīng)的變動(dòng)趨勢(shì)；第四部分是主要結(jié)論。

二、理論分析

我們借鑒并拓展Temple和Woessmann（2006）[12]、張平和郭熙保（2011）[10]以及周國(guó)富和李靜（2013）[11]等的分析框架，構(gòu)建了一個(gè)資本和勞動(dòng)兩種生產(chǎn)要素的邊際生產(chǎn)率都存在部門差異的二元經(jīng)濟(jì)模型，以獲得要素再配置效應(yīng)的測(cè)算方法。

假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)兩種部門。總產(chǎn)出Yt① ①變量下標(biāo)t為時(shí)間，為了簡(jiǎn)便，下文中各變量的下標(biāo)t被省略。由農(nóng)業(yè)產(chǎn)出Ya和非農(nóng)業(yè)產(chǎn)出Ym構(gòu)成，即Y=Ya+Ym。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的生產(chǎn)函數(shù)為Ya=AaKβaL1-βa，即農(nóng)業(yè)投入資本Ka和勞動(dòng)La進(jìn)行生產(chǎn)，Aa為農(nóng)業(yè)的技術(shù)水平，0<β<1為農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)出彈性。非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的生產(chǎn)函數(shù)為Ym=AmKmL1-m，即非農(nóng)業(yè)投入資本Km和勞動(dòng)力Lm進(jìn)行生產(chǎn)，Am為非農(nóng)業(yè)的技術(shù)水平，0<<1為非農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)出彈性?？倓趧?dòng)力L=La+Lm，總資本存量K=Ka+Km。ya=Ya

La和ym=YmLm分別為農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)部門的勞動(dòng)生產(chǎn)率。

假設(shè)兩部門的勞動(dòng)力和資本都根據(jù)其邊際生產(chǎn)率獲得報(bào)酬，則農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的實(shí)際工資為wa=（1-β）ya，非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的實(shí)際工資為wm=（1-）ym，農(nóng)業(yè)資本收益為 ra=βYaKa，非農(nóng)業(yè)資本收益為rm=YmKm。

假設(shè)忽略資本的折舊，則實(shí)際國(guó)民收入為：Y=raKa+rmKm+waLa+wmLm，其中支付給勞動(dòng)的國(guó)民收入份額為η=waLa+wmLmY，支付給資本的國(guó)民收入份額為1-η=raKa+rmKmY。

總產(chǎn)出增長(zhǎng)率為：

Y·Y=sY·aYa+（1-s）Y·mYm （1）

其中，一個(gè)變量上加一點(diǎn)表示其對(duì)時(shí)間的導(dǎo)數(shù)，下同。s=YaYa+Ym=YaY為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出占總產(chǎn)出的份額，1-s=YmYa+Ym=YmY為非農(nóng)業(yè)產(chǎn)出占總產(chǎn)出的份額。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)率為：

Ya·Ya=Aa·Aa+βK·aKa+（1-β）L·aLa （2）

由于農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)出彈性為β=rαKaYa以及農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出彈性為1-β=waLaYa，因此農(nóng)業(yè)產(chǎn)出占總產(chǎn)出的份額與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的乘積為：

sYa·Ya=sAa·Aa+raKaYKa·Ka+waLαYL·aLα （3）

同理，根據(jù)非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)、非農(nóng)業(yè)產(chǎn)出占總產(chǎn)出的份額、非農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)出彈性=rmKmYm以及非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)產(chǎn)出彈性1-=wmLmYm，可以得到非農(nóng)業(yè)產(chǎn)出份額與產(chǎn)出增長(zhǎng)率的乘積為：

（1-s）Ym·Ym=（1-s）Am·Am+rmKmYKm·Km+wmLmYLm·Lm （4）

將（3）式和（4）式代入（1）式后，用KK替代KaKa和KmKm以及用LL替代LaLa和LmLm，并令K·aK=K·-K·mK和L·aL=L·-L·mL，整理得到：

Y·Y=（sAa·Aa+（1-s）Am·Am）+（raKYK·K+（rm-ra）K

YK·mK）+（waLYL·L+（wm-wa）LYL·mL） （5）

令χ=raKY以及λ=waLY，整理（5）式得到：

Y·Y=（sAa·Aa+（1-s）Am·Am）+[（1-η）-χ]（K·mKm-K·K）+（η-λ）（L·mLm-L·L）+（1-η）K·K+ηL·L （6）

令δ=LmL和ρ=KmK得到δ·δ=Lm·Lm-L·L和ρ·ρ=KmK，推出總產(chǎn)出增長(zhǎng)率為：

Y·Y=（sAa·Aa+（1-s）Am·Am）+[（1-η）-χ]ρ·ρ+（η-λ）δ·δ+（1-η）K·K+ηL·L （7）

從總體上說，與傳統(tǒng)的增長(zhǎng)核算相類似，（7）式給出了投入增長(zhǎng)和生產(chǎn)率提高對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)：一是資本和勞動(dòng)各自的貢獻(xiàn)量，它們等于各自的增長(zhǎng)率乘以該投入在收入中所占份額；二是稱之為技術(shù)進(jìn)步或全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的技術(shù)改進(jìn)速度。但是，這里的增長(zhǎng)核算方程與傳統(tǒng)的增長(zhǎng)核算方程還是存在差異的，區(qū)別就在于全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率上。這里全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率被分解為兩部分，一部分被稱之為總技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，它是兩部門技術(shù)進(jìn)步的加權(quán)平均，權(quán)數(shù)為本部門產(chǎn)出占總產(chǎn)出的份額，另一部被稱之為要素再配置效應(yīng)，（7）式中的要素再配置效應(yīng)與以往學(xué)者如Temple和Woessmann（2006）[12]、張平和郭熙保（2011）[10]、周國(guó)富和李靜（2013）[11]以及周少甫、王偉和董登新（2013）[13]等的研究存在差異，上述學(xué)者所研究的要素再配置效應(yīng)中僅包括勞動(dòng)力再配置效應(yīng)，此處的要素再配置效應(yīng)不僅包含勞動(dòng)力再配置效應(yīng)，而且擴(kuò)展包含了資本再配置效應(yīng)，因此更能精確地測(cè)度要素再配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

鮑莫爾認(rèn)為產(chǎn)出增長(zhǎng)率會(huì)“內(nèi)生地”帶動(dòng)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)。將（7）式代入勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率y·y=Y·Y-L·L，于是得到要素再配置效應(yīng)對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響：

y·y=（sAa·Aa+（1-s）Am·Am）+[（1-η）-χ]ρ·ρ+（η-λ）δ·δ+（1-η）k·k （8）

其中， k·k=K·K-L·L為資本密度k=KL的增長(zhǎng)率。對(duì)于（7）式和（8）式，我們更關(guān)注要素再配置對(duì)總產(chǎn)出增長(zhǎng)和勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，即要素再配置效應(yīng)。為了便于測(cè)算，我們將要素再配置效應(yīng)進(jìn)一步整理得到：

[（1-η）-χ]ρ·ρ+（η-λ）δ·δ=（rm-ra）KmYρ·ρ+（wm-wa）LmYδ·δ （9）

（9）式顯示，要素再配置對(duì)總產(chǎn)出增長(zhǎng)和勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)量主要取決如下幾個(gè)方面：一是非農(nóng)業(yè)資本比重的增長(zhǎng)率ρ·/ρ和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重的增長(zhǎng)率δ·/δ，即資本和勞動(dòng)力在不同部門之間的重新配置；二是（rm-ra）KmY和（wm-wa）LmY，即要素配置到非農(nóng)業(yè)部門比配置到農(nóng)業(yè)部門得到的收益增量（rm-ra）Km和（wm-wa）Lm分別占總產(chǎn)出Y的比重。在要素再配置效應(yīng)中，兩部門生產(chǎn)要素邊際生產(chǎn)率差異rm-ra和wm-wa的作用非常重要。Dowrick和Gemmel（1991）[14]認(rèn)為，在部門間收益率存在顯著差異的條件下，要素結(jié)構(gòu)調(diào)整和資源再配置是解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要因素之一。從（9）式也可以看到，只要非農(nóng)業(yè)資本邊際生產(chǎn)率rm和勞動(dòng)邊際生產(chǎn)率wm都大于或者二者之一大于農(nóng)業(yè)的ra和wa，要素再配置效應(yīng)就有可能存在；如果兩部門的資本邊際生產(chǎn)率和勞動(dòng)邊際生產(chǎn)率都分別相等，要素再配置效應(yīng)將消失。

三、實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)來源

基于理論分析，我們將根據(jù)（9）式測(cè)算我國(guó)的要素再配置效應(yīng)，以觀察其變動(dòng)趨勢(shì)。由于ra=βYaKa、rm=YmKm、wa=（1-β）YaLa和wm=（1-）YmLm，因此測(cè)算時(shí)所需要的數(shù)據(jù)為：一是經(jīng)濟(jì)總體以及各產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出、勞動(dòng)力和資本存量數(shù)據(jù)，二是農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)出彈性和非農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)出彈性。

實(shí)際上，無論是產(chǎn)出數(shù)據(jù)（以1978年為基年）還是勞動(dòng)力數(shù)據(jù)，我們都能從各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》直接或通過計(jì)算獲得，但目前尚無官方公布的資本存量數(shù)據(jù)，這需要測(cè)算。同時(shí)各產(chǎn)業(yè)的資本產(chǎn)出彈性也不能直接獲得，也需要進(jìn)行估計(jì)。

首先，我們測(cè)算經(jīng)濟(jì)總體以及各產(chǎn)業(yè)的資本存量數(shù)據(jù)。為了保證實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們將構(gòu)建不同的資本存量序列（1978年為基期）。第一，資本存量的測(cè)算公式為Kt=It/Pt+（1-δ）Kt-1。其中，Kt和Kt-1分別為第t和t-1年的資本存量；It為第t年的名義投資，其數(shù)據(jù)來自各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；δ為固定資產(chǎn)的折舊率，假定為5%；Pt為第t年的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，其中1978—2002年的數(shù)據(jù)來源于郭慶旺和賈俊雪（2004）[15]，2003—2012年的數(shù)據(jù)是根據(jù)全國(guó)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整得到，最終構(gòu)成1978—2012年的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)序列（1978年為基期）。第二，基期（1978年）資本存量的確定。對(duì)于1978年的資本存量數(shù)據(jù)，不同學(xué)者所給的數(shù)據(jù)差異很大，為了能較為全面地反映各種可能的情況，我們選取了三個(gè)比較有代表性的數(shù)據(jù)：第一個(gè)是干春暉和鄭若谷（2009）[8]的數(shù)據(jù)，第二、三個(gè)是將徐現(xiàn)祥、周吉梅和舒元（2007）[16]以及宗振利和廖直東（2014）[17]測(cè)算的1978年各省三次產(chǎn)業(yè)資本存量進(jìn)行加總，得到全國(guó)第一產(chǎn)業(yè)和第二、三產(chǎn)業(yè)的資本存量，如表1所示?？梢钥吹剑鳟a(chǎn)業(yè)資本存量數(shù)據(jù)有高有低，基本上能涵蓋各種可能的情況?；谏鲜龉ぷ鳎覀儤?gòu)建3個(gè)1978—2012年的資本存量序列（1978年為基期）。

其次，估計(jì)兩個(gè)部門的資本產(chǎn)出彈性。將農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)寫成集約形式，并將兩邊取自然對(duì)數(shù)，獲得雙對(duì)數(shù)模型；然后，基于上述1978-2012年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行回歸，可以得到各產(chǎn)業(yè)的資本產(chǎn)出彈性，見表2所示： 表2中的結(jié)果顯示，在同一產(chǎn)業(yè)中，運(yùn)用不同的資本存量數(shù)據(jù)所獲得的資本產(chǎn)出彈性存在差異但相差不大；在不同產(chǎn)業(yè)中，第二、三產(chǎn)業(yè)資本產(chǎn)出彈性要高于第一產(chǎn)業(yè)。具體來說，第一產(chǎn)業(yè)的資本產(chǎn)出彈性在0.4左右，以此推算，勞動(dòng)產(chǎn)出彈性在0.6左右；第二、三產(chǎn)業(yè)資本產(chǎn)出彈性在0.7左右，以此推算，勞動(dòng)產(chǎn)出彈性在0.3左右。

（二）我國(guó)要素再配置效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)分析

從社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段演進(jìn)的角度來看，我國(guó)仍處于從二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)向一元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的階段，在這一階段中要素再配置仍被視為生產(chǎn)率提高和產(chǎn)出增長(zhǎng)的重要源泉之一。那么我國(guó)要素再配置效應(yīng)的變動(dòng)趨勢(shì)是什么？形成這種趨勢(shì)的原因是什么？我們將進(jìn)行詳細(xì)分析。

圖1 要素再配置效應(yīng)圖

圖2 總產(chǎn)出增長(zhǎng)率和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重增長(zhǎng)率

根據(jù)（9）式，運(yùn)用上述數(shù)據(jù)，我們測(cè)算了我國(guó)的要素再配置效應(yīng)。由于我們主要觀察20世紀(jì)90年代以后的要素再配置效應(yīng)變動(dòng)趨勢(shì)，因此圖1僅給出了1990—2012年要素再配置效應(yīng)的變動(dòng)情況。圖1中的曲線顯示， 20世紀(jì)90年代以來，無論運(yùn)用哪一個(gè)資本存量序列進(jìn)行測(cè)算，我國(guó)要素再配置效應(yīng)都是存在的，且呈波動(dòng)上升的態(tài)勢(shì)，其波動(dòng)趨勢(shì)與圖2中宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)趨勢(shì)基本吻合。這與周國(guó)富和李靜（2013）[11]的結(jié)論相一致，而與劉偉和張輝（2008）[7]以及干春暉和鄭若谷（2009）[8]逐漸降低趨勢(shì)的結(jié)論相反，也與張平和郭熙保（2011）[10]U型變動(dòng)趨勢(shì)的結(jié)論存在一定差異。

要素再配置效應(yīng)呈現(xiàn)出上述變動(dòng)趨勢(shì)主要取決于如下兩個(gè)方面：一是勞動(dòng)力再配置效應(yīng)（wm-wa）LmYδ·/δ，二是資本再配置效應(yīng)（rm-ra）KmYρ·/ρ。

首先，考察勞動(dòng)力再配置效應(yīng)（wm-wa）LmYδ·/δ。圖3顯示，自20世紀(jì)90年代起，勞動(dòng)力再配置效應(yīng)呈現(xiàn)出與要素再配置效應(yīng)和宏觀經(jīng)濟(jì)相似的波動(dòng)態(tài)勢(shì)。其變動(dòng)趨勢(shì)是由（wm-wa）LmYδ·/δ各個(gè)組成部分的變動(dòng)情況決定的。其具體分析如下：

（1）勞動(dòng)力流動(dòng)帶來的產(chǎn)出增量占總產(chǎn)出的比重（wm-wa）Lm/Y。由圖4知， wm-wa呈上升趨勢(shì)表明非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)邊際生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)邊際生產(chǎn)率差距正逐漸擴(kuò)大。這意味著，把農(nóng)業(yè)部門的勞動(dòng)力Lm配置到非農(nóng)業(yè)部門能帶來（wm-wa）Lm的產(chǎn)出增加，因此勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到非農(nóng)業(yè)部門將提高（wm-wa）Lm/Y，從而能產(chǎn)生勞動(dòng)力的再配置效應(yīng)。

在勞動(dòng)力再配置效應(yīng)分析中，雖然wm-wa差距的存在是勞動(dòng)力再配置效應(yīng)存在的一個(gè)重要條件，但差距持續(xù)擴(kuò)大的現(xiàn)象需要進(jìn)行解釋。因?yàn)椋凑諅鹘y(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論，勞動(dòng)力流動(dòng)是縮小部門間勞動(dòng)收入差距的一個(gè)重要機(jī)制。但我國(guó)勞動(dòng)力流動(dòng)卻沒有實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)間勞動(dòng)力要素價(jià)格的收斂，這被稱之為中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程中的“遷移謎題”。那么如何來解釋這種現(xiàn)象呢？龔六堂和謝丹陽（2004）[18]認(rèn)為，一般來講，生產(chǎn)要素的邊際生產(chǎn)率差異變小表明資源配置的有效性得到改善，但此結(jié)論需滿足兩個(gè)條件，一是經(jīng)濟(jì)中只有一種生產(chǎn)要素是自由流動(dòng)的，二是生產(chǎn)函數(shù)以常數(shù)規(guī)?；貓?bào)。兩條件中只要有一個(gè)不滿足，就有可能出現(xiàn)資源配置有效性的改善和要素邊際生產(chǎn)率差異同時(shí)增加的情況。他們證明，20世紀(jì)90年代以來，我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)既沒有出現(xiàn)更為扭曲變壞的情形，也不存在勞動(dòng)力的規(guī)模回報(bào)遞增，因而勞動(dòng)邊際生產(chǎn)率差異增加正是由于資本和勞動(dòng)力的流動(dòng)性得到改善的結(jié)果，這種差異增加表明勞動(dòng)力資源配置效益得到了提高。

（2）非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重增長(zhǎng)率δ·/δ。非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重增長(zhǎng)率與勞動(dòng)力再配置效應(yīng)、要素再配置效應(yīng)以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有相互影響和相互制約的內(nèi)在共生特性，其作用機(jī)制為：非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重增長(zhǎng)率影響勞動(dòng)力再配置效應(yīng)，勞動(dòng)力再配置效應(yīng)貢獻(xiàn)于要素再配置效應(yīng)，要素再配置效應(yīng)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，宏觀經(jīng)濟(jì)走勢(shì)再影響非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重增長(zhǎng)率，以此循環(huán)往復(fù)。其流程由圖5所示。

圖5 非農(nóng)勞動(dòng)力比重增長(zhǎng)率與勞動(dòng)力再配置效應(yīng)、要素再配置效應(yīng)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的關(guān)系

根據(jù)上述機(jī)理，我們觀察20世紀(jì)90年代以后四者之間的關(guān)系，尤其是觀察如下關(guān)系：非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重增長(zhǎng)率→勞動(dòng)力再配置效應(yīng)→經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。我們按經(jīng)濟(jì)波動(dòng)周期將1990—2012年分割為1990—1997，1998—2002，2003—2007，2008—2012年四個(gè)時(shí)段來分析。第一階段，1990—1997年期間。在此階段中，隨著改革的深化，經(jīng)濟(jì)迸發(fā)出新的活力，阻礙勞動(dòng)力流動(dòng)的城鄉(xiāng)分割制度也逐漸松動(dòng)或部分被解除，我國(guó)勞動(dòng)力產(chǎn)業(yè)間流動(dòng)規(guī)模急劇擴(kuò)大，非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重增長(zhǎng)率較高（見圖2），勞動(dòng)力再配置效應(yīng)顯著，從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。第二階段，1998—2002年期間。在此期間，由于受亞洲金融危機(jī)的影響，經(jīng)濟(jì)處于低迷期，產(chǎn)能過剩導(dǎo)致非農(nóng)業(yè)吸納勞動(dòng)力能力減弱，非農(nóng)業(yè)就業(yè)比重增長(zhǎng)率較低，勞動(dòng)力再配置效應(yīng)也接近零，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率也沒有起到促進(jìn)作用。第三階段，2003—2007年期間。隨著我國(guó)改革開放進(jìn)入新階段，出口和投資產(chǎn)生了巨大的非農(nóng)勞動(dòng)力需求，非農(nóng)業(yè)就業(yè)比重不斷上升，勞動(dòng)力再配置效應(yīng)處于較高水平，也促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。第四階段，2007年以后。受美國(guó)金融危機(jī)的沖擊，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)形勢(shì)嚴(yán)峻，但我國(guó)采取了擴(kuò)大內(nèi)需和投資等有效政策，非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重增長(zhǎng)率雖有下降但仍為正，因此勞動(dòng)力再配置效應(yīng)呈緩慢下降的態(tài)勢(shì)，但仍處于相對(duì)高位運(yùn)行，對(duì)經(jīng)濟(jì)下滑起到了支撐作用?？傊?，非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重增長(zhǎng)率對(duì)勞動(dòng)力再配置效應(yīng)進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著影響。

其次，考察資本再配置效應(yīng)（rm-ra）KmYρ·/ρ。圖6顯示，資本再配置效應(yīng)并沒有呈現(xiàn)出與要素配置效應(yīng)相似的變動(dòng)趨勢(shì)，而是呈現(xiàn)出先升后趨穩(wěn)的態(tài)勢(shì)，即在1990—2002年期間處于零值以下并呈上升態(tài)勢(shì)，而在2003或2004年以后趨于平穩(wěn)零增長(zhǎng)。這意味著，在考察期前期，資本再配置效應(yīng)對(duì)要素再配置效應(yīng)產(chǎn)生了負(fù)向影響，但這種負(fù)向影響在逐漸減弱，在考察期后期，資本再配置效應(yīng)對(duì)要素再配置效應(yīng)的影響趨于消失或者很小。資本再配置效應(yīng)這種變動(dòng)趨勢(shì)是由于（rm-ra）Km/Y和δ·/δ作用的結(jié)果，我們將具體進(jìn)行分析。

（1）資本流動(dòng)帶來的產(chǎn)出增量占總產(chǎn)出的比重（rm-ra）Km/Y。圖7和圖8顯示，（rm-ra）Km/Y的變動(dòng)趨勢(shì)與rm-ra的變動(dòng)趨勢(shì)相吻合，呈現(xiàn)出由負(fù)趨向零增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。雖然rm-ra由負(fù)趨向零增長(zhǎng)意味著資本配置的有效性正逐步得到改善并最終趨于穩(wěn)定狀態(tài)，但（rm-ra）Km/Y由負(fù)趨向零增長(zhǎng)也使資本再配置效應(yīng)對(duì)要素再配置效應(yīng)的貢獻(xiàn)由負(fù)漸趨消失。

在資本再配置效應(yīng)分析中，rm-ra的存在是決定資本配置效應(yīng)是否存在的一個(gè)重要條件，必須進(jìn)行分析。其中，有一個(gè)問題需要解釋：部門間資本邊際生產(chǎn)率實(shí)現(xiàn)趨同以前（即大約21世紀(jì)初以前），非農(nóng)業(yè)資本邊際生產(chǎn)率是低于農(nóng)業(yè)資本邊際生產(chǎn)率的，這似乎有悖于我們的直覺，這是真的嗎？答案毋庸置疑。辛祥晶和武翠芳（2007）[19]的研究也證明了這一點(diǎn)。然而，這個(gè)結(jié)論仍可能受到質(zhì)疑，因?yàn)橐姓J(rèn)這個(gè)結(jié)論是正確的，還必須對(duì)比較收益下我國(guó)產(chǎn)業(yè)間資本流向問題給予合理解釋。在以往的此類研究中，通常假設(shè)農(nóng)業(yè)資本邊際生產(chǎn)率低于非農(nóng)業(yè)資本邊際生產(chǎn)率，這能為解釋農(nóng)業(yè)資本流出提供了一個(gè)合乎邏輯的基礎(chǔ)。而按照本文以及辛祥晶和武翠芳（2007）[19]的結(jié)論來推測(cè)，在21世紀(jì)初以前，資本應(yīng)該從邊際生產(chǎn)率低的非農(nóng)業(yè)部門流向邊際生產(chǎn)率高的農(nóng)業(yè)部門，但從現(xiàn)實(shí)的產(chǎn)業(yè)間資本流動(dòng)來看，卻正好相反——我國(guó)農(nóng)村和農(nóng)業(yè)有大量的資本流出。這是否意味著“非農(nóng)業(yè)資本邊際生產(chǎn)率低于農(nóng)業(yè)資本邊際生產(chǎn)率”的結(jié)論是錯(cuò)誤的呢？答案是否定的。在21世紀(jì)之前，比較利益確實(shí)影響了一部分資本在產(chǎn)業(yè)間的流動(dòng)， 但其作用僅限于使產(chǎn)業(yè)間資本流出或流入速度減緩而已，產(chǎn)業(yè)間資本總體流向并沒有改變，仍舊是流出農(nóng)業(yè)而流入非農(nóng)業(yè)（圖9中，非農(nóng)業(yè)資本比重增長(zhǎng)率為正，表明資本是流入非農(nóng)業(yè)，而增長(zhǎng)率下降，僅表明增速降低。）。也就是說，比較利益并非是決定資本總體流向的最重要因素，而導(dǎo)致該時(shí)期資本反效率配置更為重要的因素有兩個(gè)：一個(gè)是投資于農(nóng)業(yè)的高風(fēng)險(xiǎn)，另一個(gè)是我國(guó)長(zhǎng)期執(zhí)行非農(nóng)業(yè)優(yōu)先發(fā)展的經(jīng)濟(jì)政策（辛祥晶和武翠芳，2007）[19]。

（2）考察非農(nóng)業(yè)資本比重增長(zhǎng)率δ·/δ。圖9顯示，21世紀(jì)初以前，我國(guó)非農(nóng)業(yè)資本比重增長(zhǎng)率持續(xù)下降，近年來則呈現(xiàn)出近似平穩(wěn)零增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。由此可知，非農(nóng)業(yè)資本比重增長(zhǎng)對(duì)資本再配置效應(yīng)產(chǎn)生了下拉作用，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的作用也越來越小。對(duì)于非農(nóng)業(yè)資本比重增長(zhǎng)率的變動(dòng)趨勢(shì)，有兩個(gè)問題需要說明：第一個(gè)問題是，為什么21世紀(jì)初之前非農(nóng)業(yè)資本增長(zhǎng)率較高而其后呈下降趨勢(shì)呢？如上所述，初期增長(zhǎng)率較高是由于非農(nóng)業(yè)優(yōu)先發(fā)展政策使資本過度配置所致；而增長(zhǎng)率逐漸呈下降趨勢(shì)的原因是，隨著市場(chǎng)配置資源能力逐漸增強(qiáng)，比較利益使農(nóng)業(yè)資本流向非農(nóng)業(yè)的速率減緩，導(dǎo)致非農(nóng)業(yè)資本比重增長(zhǎng)率不斷下降。第二個(gè)問題是，為什么21世紀(jì)初之后非農(nóng)業(yè)資本的增速處于穩(wěn)定態(tài)勢(shì)呢？這也主要是受比較利益的影響。隨著市場(chǎng)化改革的推進(jìn)，資本扭曲配置逐漸糾正，部門間資本邊際生產(chǎn)率逐漸趨同，從而使農(nóng)業(yè)資本和非農(nóng)業(yè)資本的增速都處于穩(wěn)定態(tài)勢(shì)。

通過以上分析推測(cè)，勞動(dòng)力再配置效應(yīng)對(duì)要素再配置效應(yīng)具有較為重要的影響，可能在要素再配置效應(yīng)中起到了主導(dǎo)和支配作用，從而決定了要素再配置效應(yīng)的變動(dòng)趨勢(shì)，而資本再配置效應(yīng)對(duì)要素再配置效應(yīng)的貢獻(xiàn)先為負(fù)而后漸趨消失。

四、主要結(jié)論

本文構(gòu)建了一個(gè)部門間要素邊際生產(chǎn)率存在差異的二元經(jīng)濟(jì)模型，探討了要素再配置效應(yīng)的測(cè)算方法。在此基礎(chǔ)上，本文對(duì)我國(guó)1990—2012年的要素再配置效應(yīng)變動(dòng)趨勢(shì)進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明，要素再配置效應(yīng)是存在的，且呈波動(dòng)上升的趨勢(shì)，其波動(dòng)態(tài)勢(shì)與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)走勢(shì)基本一致，這與周國(guó)富和李靜（2013）[11]的結(jié)論相一致，而與劉偉和張輝（2008）[7]以及干春暉和鄭若谷（2009）[8]逐漸降低趨勢(shì)的結(jié)論相反，也與張平和郭熙保（2011）[10]U型變動(dòng)趨勢(shì)的結(jié)論存在一定差異。同時(shí)，本文也探討了勞動(dòng)力再配置效應(yīng)和資本再配置效應(yīng)對(duì)要素再配置效應(yīng)的貢獻(xiàn)。結(jié)論表明，勞動(dòng)力再配置效應(yīng)的波動(dòng)態(tài)勢(shì)與要素再配置效應(yīng)的波動(dòng)態(tài)勢(shì)基本吻合，其數(shù)值在考察期內(nèi)大多數(shù)年份為正，對(duì)要素再配置效應(yīng)具有正向貢獻(xiàn)，并在要素再配置效應(yīng)中起到了主導(dǎo)和支配作用，從而決定了要素再配置效應(yīng)的變動(dòng)趨勢(shì)。資本再配置效應(yīng)在考察期的初始階段處于上升態(tài)勢(shì)，但其值為負(fù)，對(duì)要素再配置效應(yīng)產(chǎn)生了負(fù)向影響；在考察期的中后期，資本配置效應(yīng)處于穩(wěn)定狀態(tài)，其數(shù)值較小或幾乎接近為零，表明資本再配置效應(yīng)對(duì)要素再配置效應(yīng)的貢獻(xiàn)很小或漸趨消失。

本文的創(chuàng)新之處在于將資本再配置效應(yīng)納入Temple和Woessmann（2006）[12]、張平和郭熙保（2011）[10]以及周國(guó)富和李靜（2013）[11]等分析要素再配置效應(yīng)的二元經(jīng)濟(jì)模型，拓展了以往文獻(xiàn)對(duì)要素再配置效應(yīng)的研究，能更精確地刻畫出我國(guó)要素再配置效應(yīng)的變動(dòng)趨勢(shì)，這對(duì)于全面系統(tǒng)研究要素再配置效應(yīng)變化的特點(diǎn)和問題，對(duì)于推進(jìn)我國(guó)要素市場(chǎng)化配置改革，都具有重要意義。本文的不足之處在于，僅在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)兩個(gè)產(chǎn)業(yè)部門層面分析了要素再配置效應(yīng)，而對(duì)于各產(chǎn)業(yè)內(nèi)部要素再配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響卻沒能包括入內(nèi)，這需要進(jìn)一步的研究。

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責(zé)任編輯：張士斌

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