李　勇

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

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

李勇

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

鑒于近年來我國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的停滯，本文在一個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)濟尚未跨過劉易斯拐點，農(nóng)業(yè)部門存在著大量的剩余勞動力時，資本非農(nóng)化傾向?qū)⒁鸲?jīng)濟差距較大幅度的降低；(2)當(dāng)經(jīng)濟跨過(或接近)劉易斯拐點，農(nóng)業(yè)部門的剩余勞動力不斷減少時，資本非農(nóng)化傾向?qū)εc二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的促進作用將逐漸降低。在此基礎(chǔ)上，本文還利用1978-2013年的省際面板數(shù)據(jù)進行了實證分析，結(jié)果，很好的證實了上述邏輯。最后為本文的結(jié)論性述評。

劉易斯拐點；資本非農(nóng)化傾向；二元經(jīng)濟差距；二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化

一、引　言

回顧改革開放以來的二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)化軌跡可以發(fā)現(xiàn)，我國二元經(jīng)濟反差的程度自改革開放以來逐漸降低，農(nóng)村勞動力的釋放和二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化成為這一時期高速經(jīng)濟增長的重要條件。為此，本文利用相關(guān)統(tǒng)計資料計算出我國1952年以來的二元對比系數(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)，改革開放以來我國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)已經(jīng)有了一定程度的改善，反映二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的指標(biāo)(二元對比系數(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*二元對比系數(shù)是農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)的勞動生產(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)值比重與勞動力比重差值絕對數(shù)的平均值。二元對比系數(shù)越小，二元反差指數(shù)越大，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)則越強。。但不論是與發(fā)達國家還是發(fā)展中國家相比較，我國二元經(jīng)濟反差的程度仍然很大[1]*李穎[1]根據(jù)相關(guān)統(tǒng)計資料計算后發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國家的二元對比系數(shù)通常在0.31-0.45之間，發(fā)達國家的一般在0.52-0.86之間，而我國二元對比系數(shù)基本上低于發(fā)展中國家最低水平。。尤其是從2002年以來，我國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的速度逐漸減慢(根據(jù)計算，2002-2013年的二元對比系數(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二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的速度呢？經(jīng)典的研究文獻[2-3]強調(diào)要素從農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)部門的轉(zhuǎn)移是發(fā)展中國家擺脫二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化實際上就是工業(yè)化和城市化同步推進的過程。

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

資料來源：根據(jù)《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》和相應(yīng)年度的統(tǒng)計年鑒整理計算得出。

根據(jù)劉-費-拉模型的思路，資本的非農(nóng)化傾向和農(nóng)村剩余勞動力的自由轉(zhuǎn)移應(yīng)該是發(fā)展中國家二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的必然趨勢，我國要素市場的配置特征、流動方向和分布格局也恰好印證了這一點，具體來說：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)(國有部門)，但在市場的作用下，勞動密集型產(chǎn)業(yè)(非國有部門)通過金融漏損*主要表現(xiàn)為三角債的商業(yè)信用和國有資產(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)部門對于農(nóng)村剩余勞動力的需求[5-7]；另一方面，鑒于非農(nóng)部門對于農(nóng)村剩余勞動力的巨大需求，戶籍制度的執(zhí)行逐漸放松，大量的農(nóng)村剩余勞動力實現(xiàn)了從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)部門的轉(zhuǎn)移，這不僅對非國有部門和總體經(jīng)濟的快速增長產(chǎn)生了積極的影響，還極大地促進了改革開放以來我國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化。很顯然，劉-費-拉模型為我們理解改革開放以來的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化進程提供了很好的思路，但卻對2002-2013年的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的停滯無法解釋。那么，是什么因素導(dǎo)致了現(xiàn)階段二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的停滯呢？

近來的研究文獻分析了要素錯配對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的阻礙作用。其研究發(fā)現(xiàn)，受到政府政策、市場壟斷以及制度文化等因素的影響，大多數(shù)發(fā)展中國家要素市場的流動受到了極大的限制，從而對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化產(chǎn)生了消極影響[8-10]。進一步分析中國的經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實便可以發(fā)現(xiàn)，我國要素市場化的改革一直相對滯后，要素的定價和流動受到政府廣泛而深遠的干預(yù)[11]。除此之外，受到“以經(jīng)濟增長為中心”的發(fā)展戰(zhàn)略和晉升激勵等因素的影響，政府仍然傾向于將要素價格人為的壓低，從而引起資本和勞動力在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)之間的錯配(非農(nóng)部門配置的資本過多，農(nóng)業(yè)部門配置的勞動力過多)，進一步導(dǎo)致二元反差程度和城鄉(xiāng)收入差距的持續(xù)擴大[12-16]。誠然，要素錯配固然對改革開放以來的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化起到了一定的阻礙作用，但問題是在要素錯配存在的大多數(shù)年份里，我國二元經(jīng)濟反差的程度是逐漸縮小的，其并沒有惡化反而是降低了“重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略”時期的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。要素錯配雖然在一定程度上對二元經(jīng)濟結(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-拉模型雖然可以理解改革開放以來的二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)化進程，但卻不能很好地解釋現(xiàn)階段二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)化速度停滯的現(xiàn)象。要素錯配雖然在一定程度上阻礙了二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化，但還不足以解釋問題的全部。仔細(xì)分析劉-費-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)村剩余勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，就可以促進二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化，但這需要以經(jīng)濟尚未跨過劉易斯拐點，農(nóng)村存在大量剩余勞動力為研究前提。但從新常態(tài)以來經(jīng)濟發(fā)展的具體特征來看，人口紅利對于經(jīng)濟增長的貢獻在逐漸減弱，農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移逐漸減少，中國的“劉易斯拐點”也開始顯現(xiàn)，部分城市甚至開始感受到了工資過快上漲、“民工荒”、“技工荒”和“返鄉(xiāng)潮”的壓力[17-19]*自王德文等[17]首次提出中國經(jīng)濟已經(jīng)進入“劉易斯拐點”以來，大量的研究學(xué)者圍繞著這一命題進行了爭論。贊同“劉易斯拐點”的研究學(xué)者[18]認(rèn)為劉易斯拐點到來的時間應(yīng)該在2002-2004年，這一時期城鎮(zhèn)勞動力市場已經(jīng)感受到了短缺的壓力，并引起了工資的過快上漲，中國經(jīng)濟已經(jīng)從勞動力“無限供給”的時代過渡到了“有限供給”的現(xiàn)代增長階段。否定“劉易斯拐點”到來的學(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的“劉易斯拐點”還尚未到來，中國農(nóng)村目前還有大量的剩余勞動力，到來的時間大概應(yīng)在2020-2030年左右[19]。根據(jù)以上討論，本文發(fā)現(xiàn)2002年左右正是我國二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)化開始停滯的時候，那么劉易斯拐點便有可能對資本非農(nóng)化傾向與二元經(jīng)濟轉(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。。例如，王德文等[17]便指出，2004年農(nóng)村剩余勞動力的比例為23.5%，還不到全部農(nóng)村勞動力的1/4。真正剩余并愿意流動的有效剩余勞動力(40歲及以下的農(nóng)村經(jīng)濟活動人口)最多只有4800萬人，僅占全部勞動人口的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)了勞動力短缺，中國的勞動力市場正逐漸從“無限供給”向“有限供給”過渡[20]。

因此，既然資本非農(nóng)化傾向引起二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化需要以農(nóng)村存在大量剩余勞動力為前提，那么一個可行的邏輯便是：當(dāng)剩余勞動力不斷減少時，資本非農(nóng)化傾向?qū)τ诙?jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的促進作用將不斷減弱，即資本非農(nóng)化傾向?qū)τ诙?jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的促進作用會受到“劉易斯拐點”的影響。沿著這個思路，本文進一步通過一個理論模型證明，資本的非農(nóng)化傾向?qū)τ诙?jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化具有促進作用，但促進作用的大小還受到劉易斯拐點的影響。當(dāng)農(nóng)村的勞動力較多時，資本的非農(nóng)化傾向?qū)τ诙?jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的促進作用較大；反之，則促進作用較小。這個理論模型不僅可以解釋改革開放以來二元經(jīng)濟差距的降低，還可以解釋現(xiàn)階段二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)化速度的停滯，從而為理解改革開放以來的二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)化進程提供了一個邏輯自洽的理論分析框架，進一步為正確認(rèn)識資本非農(nóng)化傾向在二元經(jīng)濟結(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)第二部分通過一個理論模型探討劉易斯拐點，資本非農(nóng)化傾向和二元經(jīng)濟結(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上述研究命題進行實證分析；(3)第四部分得出研究結(jié)論。

二、理論模型

如上所述，劉易斯拐點可能會對資本非農(nóng)化傾向與二元經(jīng)濟結(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經(jīng)濟環(huán)境：假設(shè)經(jīng)濟中存在著農(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)則受到了剩余勞動力的影響，當(dāng)LR>L0(存在大量剩余勞動力，尚未跨過劉易斯拐點)時，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)。

進一步假設(shè)勞動力的需求量由兩部門的資本需求量分別確定，即：

(4)

其中，P為價格。

從我國工業(yè)化的進程來看，在“重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略”時期，由于重工業(yè)的要素稟賦結(jié)構(gòu)與當(dāng)時的“比較優(yōu)勢”不一致，且在正常的市場環(huán)境下缺乏“自生能力”，這導(dǎo)致我國只能通過農(nóng)業(yè)補貼工業(yè)、價格“剪刀差”和壓低要素價格等方式為重工業(yè)提供原始的資本積累[21-23]。到了改革開放時期，“重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略”雖然被逐步揚棄，但因為農(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”，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，農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的資金分配主要分為兩個階段：

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)部門的資本和勞動水平以及二元對比系數(shù)*為了表達簡便，本文用二元對比系數(shù)的倒數(shù)來表示。，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，這主要是因為在資本非農(nóng)化傾向的背景下，非農(nóng)部門資本水平的增長雖然引起了農(nóng)業(yè)部門資本水平的下降，但同時也引起了農(nóng)村剩余勞動力從農(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)部門的勞動力較多時，非農(nóng)部門資本水平的增加將引起二元經(jīng)濟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)濟差距較小幅度的下降。

三、實證檢驗

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

(一)指標(biāo)選取和計算方法

表1　變量定義、數(shù)據(jù)說明和具體計算方法

如表1所示，本文選取的被解釋變量為二元經(jīng)濟差距(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關(guān)系，故本文采用相對指標(biāo)而不是絕對指標(biāo)來反映資本的非農(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2003-2013年的資本存量數(shù)據(jù)進一步進行了核算，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，劉易斯拐點將導(dǎo)致資本非農(nóng)化傾向與二元經(jīng)濟反差之間的關(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)村剩余勞動力(SLAB)兩個指標(biāo)作為門檻變量進行檢驗。

對于農(nóng)村剩余勞動力的估算，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)重新進行了核算*這主要是因為1952年的勞均耕地面積比較接近國家統(tǒng)計局測算的農(nóng)業(yè)初期集約化經(jīng)營水平(勞均耕地0.67-1.0公頃)，且1952年處于人口增長高峰期(1949-1957)的中間年份[29]。。具體的估計公式為：

SLit=Lit-{Sit/[Mit×(1+Nit)(t-t0)]}(t0=1952)

(6)

式(6)中，Mit、Nit和為第t年第i個省份農(nóng)村勞動力實現(xiàn)充分就業(yè)時的勞均耕地面積和經(jīng)營耕地變動率。t0為不存在剩余勞動力的基期年份(本文取t0=1952)，Sit為耕地總面積，Lit為勞動力總?cè)藬?shù)，SLit為農(nóng)村剩余勞動力。

控制變量我們則主要選擇了兩部門相對技術(shù)進步率(RTFP)*兩部門技術(shù)進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。、經(jīng)濟增長率(REGDP)、開放程度(OPEN)和重工業(yè)產(chǎn)值比重(HEAVY)等五個指標(biāo)分別反映技術(shù)進步、經(jīng)濟增長、開放程度和重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略對于二元經(jīng)濟差距的影響。

上述所有數(shù)據(jù)均來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、各年度《中國經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》。地區(qū)進出口總額的原始數(shù)據(jù)通過中間匯率進行了相應(yīng)調(diào)整。本文以1978年為基期，在換算出了定基價格指數(shù)后，相應(yīng)變量也用定基價格指數(shù)進行了剔除。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28個省、市和自治區(qū)(直轄市)的非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)，最后，我們還對被解釋變量和核心解釋變量進行了對數(shù)處理。

(二)估計模型

為了估計資本非農(nóng)化傾向與二元經(jīng)濟差距之間的非線性關(guān)系，本文使用面板門檻回歸模型進行估計，具體的估計模型為：

(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，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)實證分析

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

1. 靜態(tài)面板和GMM估計結(jié)果

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

如表2所示，本文首先估計資本非農(nóng)化傾向(lnRCAP)與二元經(jīng)濟差距(lnGAP)之間的關(guān)系估計方程(1)，F(xiàn)檢驗和豪斯曼(Hauseman)檢驗表明固定效應(yīng)模型的結(jié)果是較為可信的。估計系數(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)濟差距減小2.611%，說明資本非農(nóng)化傾向的提高會降低二元經(jīng)濟差距。其次，為了分析其它因素對于二元經(jīng)濟差距的影響，本文還加入了相應(yīng)的控制變量估計方程(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)濟差距擴大的重要影響因素，與KanburandZhang[30]和陳斌開、林毅夫[31]等人的研究結(jié)論相一致。經(jīng)濟增長(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。兩部門相對技術(shù)進步率與二元經(jīng)濟差距的系數(shù)為負(fù)，但不顯著，這說明我國農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的經(jīng)營還以“粗放式”經(jīng)營為主，增長質(zhì)量和技術(shù)進步率明顯偏低，進一步導(dǎo)致兩部門的技術(shù)進步差異還無法影響二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換。最后，為了控制遺漏變量所造成的內(nèi)生性，本文還進一步利用GMM方法估計了方程(3)和(4)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)資本非農(nóng)化傾向的估計系數(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二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)化。

表2　靜態(tài)面板和GMM估計結(jié)果

除此之外，本文重復(fù)上述步驟估計了資本非農(nóng)化傾向(lnRCAP)與二元反差系數(shù)(lnGAP1)之間的關(guān)系估計方程為(5)-(8)，結(jié)果與二元經(jīng)濟差距的估計系數(shù)相似。上述實證分析結(jié)果表明：資本的非農(nóng)化傾向的提高會降低二元經(jīng)濟差距和二元反差系數(shù)，促進二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化，這主要是因為：資本的非農(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)部門對于農(nóng)村剩余勞動力的需求，進一步實現(xiàn)了農(nóng)村剩余勞動力從農(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)后排氣時間、住院時間等方面均明顯優(yōu)于傳統(tǒng)腹腔鏡膽囊切除術(shù)組(P<0.05)。究其原因為在急性膽囊炎患者的發(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，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)時間[9]。

2. 面板門檻估計結(jié)果

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

在進行門檻估計前，首先需要利用“格子搜索法”(Grid Search)尋找具體的門檻估計值。做法如下：第一步利用我們計算的非農(nóng)部門就業(yè)人數(shù)(lnLAB)和農(nóng)村剩余勞動力(lnSLAB)進行升序排列，并根據(jù)Hansen[32]的建議忽略掉前后各約10%的觀測值；第二步利用式(7)進行面板門檻估計并獲取其殘差；第三步利用自主抽樣法(Boostrap)模擬似然比檢驗(本文重復(fù)次數(shù)為3000次)，進一步檢驗門檻效應(yīng)的存在性。門檻效應(yīng)檢驗的估計結(jié)果如表3所示：

表3　門檻效應(yīng)檢驗結(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行估計是較為合理的，門檻估計值如表4所示：

表4　門檻估計值和置信區(qū)間

利用表4的門檻估計值便可以對面板門檻回歸模型進行估計，具體的估計結(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行面板門檻檢驗；(2)利用核心解釋變量(lnRCAP)的滯后一期與被解釋變量進行面板門檻檢驗。穩(wěn)健性檢驗結(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，具體估計結(jié)果本文不再列出，有興趣的讀者可以向作者索取。，說明了本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5　面板門檻模型具體估計結(jié)果

四、結(jié)論性述評

二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化對于發(fā)展中國家持續(xù)增長的重要性是不言而喻的，但從我國二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)化的進程來看，我國的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化卻在近年來出現(xiàn)了停滯。對于其原因，本文沿著劉-費-拉模型的思路，并結(jié)合近年來關(guān)于劉易斯拐點的討論，在一個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)濟尚未跨過劉易斯拐點時，農(nóng)業(yè)部門存在著大量的剩余勞動力，農(nóng)業(yè)部門資本存量的減少將會引起非農(nóng)部門資本存量較大幅度的增加，同時還伴隨著剩余勞動力較大幅度的轉(zhuǎn)移。因此，此時資本非農(nóng)化傾向?qū)⒁鸲?jīng)濟差距較大幅度的下降。(2)當(dāng)經(jīng)濟跨過(或接近)劉易斯拐點時，農(nóng)業(yè)部門的剩余勞動力減少，農(nóng)業(yè)部門資本存量的降低只會引起非農(nóng)部門資本存量較少幅度的增加，農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移會逐漸減弱。因此，此時資本非農(nóng)化傾向?qū)τ诙?jīng)濟轉(zhuǎn)化的促進作用將不斷降低。除此之外，本文還利用改革開放以來(1978-2013年)的省際面板數(shù)據(jù)進行了實證分析，結(jié)果驗證了上述猜想。

上述研究結(jié)論表明，資本的非農(nóng)化傾向還是可以促進二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的，從而說明劉-費-拉的思路與我國改革開放以來的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化進程是相吻合的。但與此同時，本文還發(fā)現(xiàn)隨著經(jīng)濟逐漸接近劉易斯拐點，資本非農(nóng)化傾向的代價將日趨高昂，其結(jié)果不僅導(dǎo)致農(nóng)業(yè)部門發(fā)展的緩慢，更同時對二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化無所裨益，這樣我們不僅說明了資本非農(nóng)化傾向促進二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的前提條件，還同時對現(xiàn)階段二元經(jīng)濟結(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)濟逐漸接近或跨過劉易斯拐點時，人口的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變可能會導(dǎo)致以往政策效力的減弱乃至失效。那么，我們在制定促進二元經(jīng)濟轉(zhuǎn)化的相關(guān)政策時需要尤其重視人口的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變對其所產(chǎn)生的影響。一個切實可行的思路便是：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)部門資本為代價的資本積累模式，利用非農(nóng)部門資本的邊際增量進行農(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“邊際增量傾斜”的政策體系，這不僅有利于消除因為農(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，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)部門的快速發(fā)展，更有利于加速我國兩部門經(jīng)濟增長的收斂和二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化。

[1]李穎. 中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)：特征、演進及其調(diào)整[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟，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)濟增長[J]. 中國社會科學(xué)，2004(1)：42-56.

[5]李四海，鄒萍，宋獻中. 貨幣政策，信貸資源配置與金融漏損——來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 經(jīng)濟科學(xué)，2015(3)：77-88.

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

[7]安強身. 金融漏損、效率修正與“反哺效應(yīng)”——中國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟金融低效率和經(jīng)濟高增長研究的新視角[J]. 財經(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. 要素市場扭曲抑制了中國企業(yè)R&D[J]. 經(jīng)濟研究，2011(8)：78-91.

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

[13]袁志剛，解棟棟. 中國勞動力錯配對TFP的影響分析[J]. 經(jīng)濟研究，2011(7)：4-17.

[14]柏培文. 中國勞動要素配置扭曲程度的測算[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟，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)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2012(8)：34-48.

[16]王頌吉，白永秀. 城鄉(xiāng)要素錯配與中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化滯后[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2013(7)：31-43.

[17]王德文，蔡昉，高文書. 全球化與中國國內(nèi)勞動力流動：新趨勢與政策含義[J]. 開放導(dǎo)報，2005(8)：6-13.

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

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

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

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

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

[23]祝樹金，鐘騰龍. 中國工農(nóng)剪刀差系統(tǒng)模型建構(gòu)與實證研究[J]. 經(jīng)濟問題探索，2014(2)：9-17.

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

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

[26]章奇，劉明興. 中國的金融中介發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距[J]. 中國金融學(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)計研究，2008(4)： 82-89.

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

[29]涂圣偉，何安華. 中國農(nóng)村剩余勞動力存量與變動趨勢預(yù)測[J]. 經(jīng)濟與管理研究，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)濟研究，2010(1)：3-18.

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

責(zé)任編輯、校對：李斌泉

2016-01-14

中國博士后基金“新常態(tài)時期要素市場扭曲的宏觀效率損失研究”(項目編號：2015M589263)；陜西省社科基金“陜西省國有企業(yè)支持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的對策與績效研究”(項目編號：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)濟增長質(zhì)量的理論與實證研究”( 項目編號：2016Z016)。

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

A

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