嚴小燕 韋素瓊 陳松林 陳嘉

摘 要：立足于劉易斯理論基本內(nèi)涵，結合Minami準則，從5個標準對閩臺劉易斯轉折點進行論證和對比。結果表明，閩臺分別于1992年左右和1966年左右越過“短缺點”，兩者相差約26年；目前兩地均處于“短缺點”向“商業(yè)化點”過渡時期，但臺灣已靠近“商業(yè)化點”，二元經(jīng)濟向一元經(jīng)濟過渡的進程明顯快于福建。最后，借鑒臺灣經(jīng)驗，現(xiàn)階段福建應優(yōu)化人力資本，調(diào)整經(jīng)濟結構，解決結構性短缺與就業(yè)壓力并存的矛盾；提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，穩(wěn)定農(nóng)業(yè)發(fā)展；提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力，化解勞動力成本上升壓力。

關鍵詞：劉易斯轉折點；Minami準則；對比；閩臺

中圖分類號：F327文獻標志碼：A文章編號：1637-5617（2017）05-0013-11

Abstract： Based on Lewis Theory and Minami Rule， the Lewis turning point between Fujian and Taiwan were comparatively discussed according to five standards. The results showed that Fujian and Taiwan went through the “shortage point” at about 1992 and 1966， respectively， which was 26 years later in Fujian compared to Taiwan； At present， both Fujian and Taiwan were in the transition period from the “shortage point” to the “commercialization point”， but in Taiwan， it had been closer to the “commercialization point” and the transition speed from dual economy to a dual economy was obviously higher than Fujian. Therefore， using Taiwan experience for reference， it was necessary for Fujian to optimize the human resources and adjust the economic structure so that the contradiction between structural shortages and employment pressure could be solved； to improve the efficiency of agricultural production， and make agriculture develop stably； and enhance the independent innovation ability of enterprise， and decelerate the rising cost of labor.

Keywords： Lewis Turning Point； Minami Rule； comparison； Fujian and Taiwan

二元結構是中國經(jīng)濟發(fā)展的長期特征，20世紀90年代戶籍制度的放開促使豐富廉價的剩余勞動力跨區(qū)域、跨部門轉移，帶給中國巨大的“人口紅利”和比較優(yōu)勢，刺激了中國近20年經(jīng)濟持續(xù)高速增長。然而，隨著我國經(jīng)濟發(fā)展進入“新常態(tài)”，社會經(jīng)濟面臨著巨大轉型，在資本和勞動力投入優(yōu)勢不斷弱化、投入驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉型尚未形成的時期，人口紅利轉折點即“劉易斯轉折點”何時到來的探討進一步引起了學術界的廣泛關注。

20世紀60-70年代劉易斯二元經(jīng)濟論成功闡釋了東亞一些經(jīng)濟體高速發(fā)展的原因，如Ohkawa[1]對日本的研究，Ho[2]對臺灣的研究，Branscomb等[3]對韓國的研究等。國內(nèi)對“劉易斯轉折點”的熱議[4-6]，始于2004年以來發(fā)生在我國東南沿海地區(qū)“民工荒”現(xiàn)象。多數(shù)學者研究認為我國已經(jīng)跨過“劉易斯拐點”，然而，因為不同學者對“劉易斯拐點”理論的理解不一，加上計量方法或統(tǒng)計指標的差異，所以測算出的結果也有所分歧。如蔡昉[7]認為我國劉易斯拐點發(fā)生在2004年，宋世方[8]認為發(fā)生在1997年，吳要武[9]認為發(fā)生在2002-2004年之間，張曉波[10]認為發(fā)生在2003-2007年之間等等。持反對意見的學者卻認為“民工荒”問題只是我國社會經(jīng)濟發(fā)展短暫的現(xiàn)象，與農(nóng)民工在大城市工資待遇、社會福利以及鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)崛起有著很大關系，我國尚存在富余的農(nóng)村剩余勞動力，“劉易斯拐點”尚未到來[11-12]。其中，周天勇進一步預測我國“劉易斯拐點”將出現(xiàn)于2020年。梳理現(xiàn)有的研究發(fā)現(xiàn)，大量學者在分析視角上過多依賴于“工資上漲”這一基本現(xiàn)象，通過對勞動力供給與需求的估算或?qū)Ψ鞘炀殑趧恿べY的時間序列變化的觀察來尋求勞動力短缺的證據(jù)[13-14]。然而，通貨膨脹、制度性因素或維持生計水平門檻的提高等因素，均可能影響非熟練勞動力的工資水平，因此，工資上漲不一定能準確地體現(xiàn)出農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高。此外，用測算“剩余勞動力”的數(shù)量來判斷我國勞動力市場是否發(fā)生根本性轉變的方法也為多數(shù)學者所采用[15-16]。該視角雖然直接鎖定劉易斯理論的核心假設，但劉易斯在剩余勞動力的定義上，不僅框定了農(nóng)業(yè)部門，也涵蓋了城市非農(nóng)業(yè)部門中邊際勞動生產(chǎn)率低于制度工資的部門[17]，這易導致剩余勞動力難以準確估算。因此，“工資上漲”和“剩余勞動力”均很難充分地判斷劉易斯轉折點。在研究尺度上，多數(shù)劉易斯拐點研究以全國為單元，在少量的省域范圍研究中，李圣華等通過分析東北三省的勞動力變化，認為吉林已接近劉易斯拐點，而黑龍江和遼寧遠未到來[18]。李月研究發(fā)現(xiàn)臺灣劉易斯轉折點出現(xiàn)在20世紀60年代后半期，大陸沿海與臺灣60-70年代相類似逼近“劉易斯拐點”，而中西部地區(qū)離轉折點仍有一定距離[19]。其研究雖認識到了大陸劉易斯轉折點的區(qū)域差異，但對大陸與臺灣劉易斯轉折點的對比尚缺乏論證。

福建省沿海一帶是我國民營經(jīng)濟最發(fā)達、用工量最大和“民工荒”現(xiàn)象出現(xiàn)最早的地區(qū)之一，而臺灣于20世紀60年代末70年代初克服了“劉易斯拐點”困境，實現(xiàn)了經(jīng)濟轉型和快速發(fā)展。本文選取具有區(qū)域自然背景相似、歷史文化相承和經(jīng)濟發(fā)展時序遞差的閩臺進行對比，既可豐富省域視角的“劉易斯轉折點”分析體系，又具有很好的區(qū)域典型性與歷史的可借鑒性。鑒于此，筆者嘗試用日本學者南亮進（1968）的Minami法則來分別識別閩臺“劉易斯轉折點”，以期為福建實現(xiàn)經(jīng)濟順利轉型與可持續(xù)發(fā)展提供一定參考。該法則在理論上科學全面地囊括了劉-費-拉二元經(jīng)濟內(nèi)涵，在實踐中運用于日本經(jīng)濟的發(fā)展研究，并成功地識別了日本劉易斯拐點在20世紀60年代[20]，具有高度的科學性與可行性。

1 劉易斯模型與Minami判定標準

1.1 劉易斯模型要義

1954年，美國發(fā)展經(jīng)濟學家阿瑟·劉易斯（Athur Lewis）依據(jù)古典學派分析框架，提出了二元經(jīng)濟國家人口轉移與經(jīng)濟發(fā)展的“劉易斯模型”。60年代，經(jīng)過拉尼斯和費景漢等學者的擴展，基本上形成了一套較完善的理論體系，即：劉易斯-費景漢-拉尼斯模型（簡稱劉-拉-費模型），主要內(nèi)容有：（1）一個核心假設。假設一個不發(fā)達的國家或地區(qū)存在無限供給的農(nóng)業(yè)剩余勞動力，只要現(xiàn)代工業(yè)部門提供比生存工資或制度工資高的工資水平，工業(yè)部門憑此就能不斷地吸引農(nóng)業(yè)剩余勞動力，成為工業(yè)部門首要的勞動力來源。若無存在剩余勞動力這一假設前提，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率就不可能遠低于工業(yè)勞動生產(chǎn)率，農(nóng)業(yè)與工業(yè)也就喪失了勞動力市場的聯(lián)系。因此，剩余勞動力是否存在是劉易斯模型的根本出發(fā)點。（2）兩個部門，兩種勞動力。劉易斯認為二元經(jīng)濟國家或地區(qū)分為兩個部門：一個是以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門為代表的“非資本主義部門”；另一個是以工業(yè)和城市為代表的“資本主義”部門。非熟練勞動屬于非資本主義部門和準現(xiàn)代部門勞動力，熟練勞動力屬于現(xiàn)代部門勞動力。（3）三個發(fā)展階段。如圖1，曲線G為農(nóng)村勞動力供給曲線，OQ表示邊際產(chǎn)出，m1n1、m2n2和m3n3為現(xiàn)代部門不同時期的邊際產(chǎn)出，OL為勞動力總數(shù)，W為現(xiàn)代部門生存工資水平，S為傳統(tǒng)部門生存工資水平。第一階段為n1n2階段，以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)為主導。傳統(tǒng)部門存在大量顯性剩余勞動力，生存工資維持在S的水平上。最初現(xiàn)代部門邊際產(chǎn)出是m1n1，為了追求利潤最大化使邊際產(chǎn)量與現(xiàn)代部門工資水平相等，相等點位于n1。此時，現(xiàn)代部門雇傭了OL1單位的勞動力。隨著現(xiàn)代部門邊際產(chǎn)量提高到m2n2，相等點向右移到n2，此時現(xiàn)代部門又吸收了L1L2單位的勞動力。這段時間轉移的是農(nóng)村顯性剩余勞動力，即不影響兩個部門工資水平，也不影響傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門的總產(chǎn)出；第二階段為n2n3階段，以二元經(jīng)濟結構為主導。顯性剩余勞動力已轉移完畢，傳統(tǒng)部門還存在隱性剩余勞動力。由于現(xiàn)代部門工資水平依然高于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門，所以現(xiàn)代部門還可以繼續(xù)吸收農(nóng)業(yè)部門勞動力。這個過程還能保持現(xiàn)代部門的工資維持在W水平上，農(nóng)業(yè)部門由于勞動力的減少使得工資水平逐漸上升但還是低于現(xiàn)代部門，同時這個階段也會影響農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出；第三階段n3右邊以后的階段，以一元經(jīng)濟結構為主導。勞動邊際生產(chǎn)率決定兩個部門工資水平，最終兩部門工資水平趨于一致，結構處于平衡發(fā)展狀態(tài)，城鄉(xiāng)實現(xiàn)一體化。第一階段向第二階段過渡的轉折點稱為“劉易斯第一拐點”也即“短缺點”，第二階段向第三階段過渡的轉折點稱為“劉易斯第二拐點”也即“商業(yè)化點”[21]，而兩個轉折點之間的時間段可認為是劉易斯轉折區(qū)間。

1.2 Minami標準

標準1：農(nóng)業(yè)勞動邊際生產(chǎn)力（MPs）和非資本主義部門實際工資（Wp）的比較。依據(jù)轉折點定義，短缺點以前，Wp>MPs，超越“短缺點”后，盡管MPs>0且呈逐年增加趨勢但仍然小于Wp，“商業(yè)化點”后，Wp=MPs。通過比較Wp和MPs，就可以弄清轉折點存在與否及時期。該標準的缺陷在于：一是在勞動力有限供給階段，工資上漲通常滯后于生產(chǎn)率提高；二是比較工資和邊際生產(chǎn)力時很難確保勞動力數(shù)量一致，往往估計總勞動力（包含無報酬的家庭從業(yè)者）的邊際生產(chǎn)力與雇傭勞動者的平均工資進行比較；三是勞動邊際生產(chǎn)力估算偏差。盡管如此，該標準仍是轉折點最嚴密的檢驗。

標準2：非資本主義部門實際工資（Wp）和農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)力（MPs）之間的相關關系。假設Wp與MPs存在線性關系為：Wp=a+bMPs。通過判定系數(shù)R2的值來識別勞動力市場發(fā)展階段，若R2=0，表示勞動力處于無限供給階段；R2=1，表示勞動力處于有限供給階段。也即在剩余勞動力無限供給期間，MPs和Wp之間的相關關系較弱，而在勞動力有限供給期間二者相關關系則較強。由于該標準檢測的是兩個變量之間的相關性而非數(shù)值大小，故此，標準1的前兩個缺陷能得到回避。然而，時間系列的數(shù)據(jù)分析不可避免存在自相關問題，盡管不夠嚴密，但具有一定現(xiàn)實意義。

標準3：非資本主義部門實際工資的動向?？紤]到生存水平在歷史上是上升的，實際工資隨之也是緩慢上升，因此，假設非資本主義部門的實際工資開始顯現(xiàn)緩慢上升的趨勢，隨后從某個時期開始迅速上升，則認為該時期為“商業(yè)化點”。

標準4：兩種勞動力工資差別的變化。勞動需求增長率之差與勞動供給彈性之差決定了熟練勞動力與非熟練勞動力之間的工資差別。在“短缺點”到來之前，二者之間的工資差異呈現(xiàn)保持穩(wěn)定或開始擴大的狀態(tài)；在“短缺點”之后，工資差異分化開始抑制并呈現(xiàn)逐步縮小趨勢。

標準5：非資本主義部門對資本主義部門勞動供給的彈性。勞動力供給彈性（η）定義：

Wp是非資本主義部門實際工資，Lc是資本主義部門的勞動力。轉折點之前η=∞，轉折點后，0≤η<∞。若能準確計算整個經(jīng)濟發(fā)展階段的η值，該標準是較為理想的轉折點判斷方法，但受數(shù)據(jù)缺失困擾，實際應用常常選擇以下簡化模型：

其中，Lct指從農(nóng)業(yè)部門轉移到資本主義部門的剩余勞動力規(guī)模，Wpt為農(nóng)業(yè)部門的實際工資，指數(shù)化后的變量存在線性回歸關系，系數(shù)項就是勞動力供給彈性。考慮到實際工資可能會隨生存水平的提高而上漲，彈性系數(shù)不會無窮大。故可以認為，如果曲線在某個期間有個向下的折線或其出現(xiàn)不連續(xù)降低，那么這個期間可能迎來“商業(yè)化”點。

2 數(shù)據(jù)來源與指標選取

參考閩臺經(jīng)濟發(fā)展階段劃分[22]，臺灣和福建分別于1960年代和1978年為工業(yè)化初期階，因此，根據(jù)閩臺經(jīng)濟發(fā)展的階段特征以及數(shù)據(jù)的可獲性，在劉易斯轉折點驗證中，選取臺灣1960-2013年及福建1978-2013年面板數(shù)據(jù)作為基礎數(shù)據(jù)。福建各變量數(shù)據(jù)來源于2014年《福建農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、2000-2014年《福建省統(tǒng)計年鑒》、2013年《福建調(diào)查資料》和國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)。臺灣數(shù)據(jù)來自2001-2003年《臺灣統(tǒng)計年鑒》、《臺灣農(nóng)業(yè)統(tǒng)計要覽》、1996-2014《中國統(tǒng)計年鑒》和1990-2003年《臺灣農(nóng)業(yè)年報》。

在農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)力計算中：農(nóng)村固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)，采用年鑒中全社會固定資產(chǎn)投資中農(nóng)村投資；農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)采用農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員并根據(jù)人口普查數(shù)據(jù)及人口抽樣數(shù)據(jù)進行修正。為消除價格因素干擾，兩地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額均以2011年為不變價格進行修正，并根據(jù)歷年人民幣與新臺幣年均匯率轉化為美元。

閩臺工資數(shù)據(jù)中：農(nóng)業(yè)部門實際工資福建采用“農(nóng)村居民家庭經(jīng)營人均純收入”近似替代，臺灣采用“平均每人農(nóng)家所得”近似替代，這兩項指標所包含的農(nóng)林牧漁業(yè)收入占據(jù)主體，其他收入所占比重較小，能較真實地反應農(nóng)業(yè)部門收入。閩臺制造業(yè)、建筑業(yè)和服務業(yè)工資各取自兩地統(tǒng)計年鑒中分行業(yè)職工平均工資中的“制造業(yè)”、“建筑業(yè)”、“住宿餐飲業(yè)”和“批發(fā)零售業(yè)”。其中服務業(yè)工資取“住宿餐飲業(yè)”和“批發(fā)零售業(yè)”工資的平均值。閩臺各行業(yè)工資均以2011年為不變價格并統(tǒng)一轉化為美元。

3 實證分析

3.1 勞動邊際生產(chǎn)力與非資本主義部門工資的比較

基于劉易斯第一拐點的涵義，第一拐點之前，農(nóng)業(yè)部門勞動力過剩，該部門的勞動邊際生產(chǎn)率等于0甚至為負，當越過了第一拐點之后，勞動邊際生產(chǎn)率大于0，因此，通過計算農(nóng)業(yè)勞動邊際生產(chǎn)率可初步判斷第一拐點的大致時期。借鑒高鐵梅等[23]基于新古典范式的定量分析，通過農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出曲線模型，推導計算農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)力，公式為：

式中，Yt為農(nóng)業(yè)實際總產(chǎn)值，L為農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)，G為農(nóng)業(yè)固資產(chǎn)投資，S為農(nóng)作物播種面積，t為年份，θ為誤差項。利用MATLAB軟件進行回歸處理，得出福建省回歸方程為：

通過回歸方程（2）進一步推導出農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)率的計算公式：

臺灣回歸分析得出方程為：

通過回歸方程（4）推導臺灣農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)率的計算公式為：

根據(jù)方程（3）和（5），測算福建1978-2013年與臺灣1960-2013年農(nóng)業(yè)勞動邊際生產(chǎn)率（表1、表2）。

關于農(nóng)業(yè)部門實際工資與農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)力關系的描述，引用了勒納指數(shù)（Lener Index）。該指數(shù)用于衡量一個市場的出清價格與系統(tǒng)邊際成本的偏

差程度，是一種以壟斷勢力強弱來衡量市場結構的有效方法。公式為：

式中，L、WP、MPS分別表示勒納指數(shù)、農(nóng)業(yè)部門實際工資和邊際生產(chǎn)力。依據(jù)劉易斯理論經(jīng)濟發(fā)展三階段，勒納指數(shù)變動趨勢如下：第一階段，農(nóng)業(yè)部門存在大量剩余勞動力，農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)力小于或等于0，故LI≥1；第二階段，農(nóng)業(yè)部門實際工資提高，并不斷向邊際生產(chǎn)力水平靠攏，LI無限接近0；第三階段，農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)率決定農(nóng)業(yè)工資水平，邊際生產(chǎn)率等于或超過工資水平，LI≤0。因此，勒納指數(shù)能較直觀地分析閩臺農(nóng)業(yè)部門實際工資與勞動邊際生產(chǎn)力之間的差距。農(nóng)業(yè)部門邊際生產(chǎn)力數(shù)據(jù)來自表1、表2。

表1和表2中，閩臺農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)力不斷上升，兩地分別從1992年和1966年開始由負數(shù)轉變?yōu)檎龜?shù)。進而從圖2和圖3中可知，閩臺農(nóng)業(yè)勒納指數(shù)分別在1978-1991年及1960-1965年之間均呈下降趨勢并大于1，說明兩地分別在相應期間均處于劉易斯理論第一經(jīng)濟發(fā)展階段；隨后，閩臺兩地勒納指數(shù)繼續(xù)下降，福建下降幅度較緩，但整體上還大于0，靠近1，說明農(nóng)業(yè)部門邊際生產(chǎn)力正緩慢拉近農(nóng)業(yè)實際工資水平，但離實際工資水平仍有較大距離，即福建正處于劉易斯理論的第二經(jīng)濟發(fā)展階段（“短缺點”向“商業(yè)化點”過渡時期）。臺灣勒納指數(shù)在1965年后下滑幅度較劇烈，在1972年下降到最低點后緩慢回升，但整體趨勢處于緩慢下降，與福建相比，臺灣勒納指數(shù)雖大于0，但整體上偏低，說明臺灣也處于“短缺點”向“商業(yè)化點”的過渡期，但比福建要更靠近“商業(yè)化點”。學術界將“短缺點”向“商業(yè)化點”過渡的時間段稱為劉易斯轉折點區(qū)間[24]。因此，意味著閩臺分別從1992年前后和1966年前后分別進入了劉易斯轉折點區(qū)間，兩地相差約26年。

3.2 非資本主義部門工資和邊際生產(chǎn)力之間的相關關系

為定量描述農(nóng)業(yè)部門實際工資（Wp）和邊際生產(chǎn)力（MPs）之間動態(tài)相關關系，采用向量自回歸模型（VAR）。該模型為多方程聯(lián)立的形式，用內(nèi)生變量對模型的全部內(nèi)生變量的滯后項進行回歸，從而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關系。VAR模型為非結構模型，它不僅能考察各變量自身的影響，也能考察來自于其他變量的影響。近幾年來，VAR模型較為廣泛地用于綜合分析多個經(jīng)濟變量的動態(tài)關系和相互聯(lián)系，其表達式為：

式中，Yt是D維的內(nèi)生變量向量；Xt為E維的內(nèi)生變量向量；n是樣本個數(shù)；z是滯后階數(shù)；A1是D×D維矩陣；Az是D×E維矩陣；B是系數(shù)矩陣；δ是擾動項。在Eviews平臺上將福建1978-2013年和臺灣1960-2013年農(nóng)業(yè)部門實際工資與邊際生產(chǎn)力數(shù)據(jù)進行分析。

3.2.1 協(xié)整性檢驗 先對Wp和MPs關系進行初步判斷，圖4中，閩臺Wp波動上升，MPs則緩慢上升，從整體上看閩臺兩地Wp和MPs均呈上漲趨勢，說明兩變量之間可能存在協(xié)整關系。VAR模型只適用于平穩(wěn)的時間序列分析，因此要對Wp和MPs兩個變量進行平穩(wěn)性檢驗。從ADF平穩(wěn)性檢驗結果顯示（表3），閩臺兩地變量Wp和MPs分別在1%、5%的置信水平下均小于臨界值，說明序列不存在單位根，較平穩(wěn)，可進一步做協(xié)整性檢驗。

利用極大似然法Johansen對變量進行協(xié)整性檢驗，結果如表4所示。福建Wp和MPs不存在協(xié)整方程的原假設下Max-Eigen統(tǒng)計值14.799大于5%置信水平下臨界值14.26，假設不成立，而假設“最多一個協(xié)整關系”時，Max-Eigen統(tǒng)計值2.850小于5%置信水平下臨界值3.841，假設成立，說明變量間存在一個協(xié)整關系。同理，可推出臺灣變量Wp和MPs亦通過檢驗，也存在一個協(xié)整關系。根據(jù)標準化后的協(xié)整參數(shù)，得出閩臺Wp和MPs的協(xié)整方程式分別如下：

式（10）、式（11）中，括號內(nèi)是標準誤差，判定系數(shù)R2福建為0.95、臺灣為0.90，兩個值均接近1。協(xié)整方程式（6）和（7）說明閩臺分別在1978-2013和1960-2013年Wp與MPs之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，在其他條件一定的前提下，Wp與MPs存在正向相關性。很好地解釋了農(nóng)村剩余勞動力的轉移推動了邊際生產(chǎn)力的提高，由此帶動了農(nóng)業(yè)部門實際工資的上漲。判定系數(shù)R2的數(shù)值一定程度表明目前閩臺兩地已步入了勞動力有限供給階段，但不能斷定兩地已經(jīng)越過“商業(yè)化點”。

3.2.2 Granger因果關系檢驗和脈沖響應分析 從協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)Wp和MPs之間存在長期均衡關系，要證明兩者之間是否存在因果關系還需進一步

借助Granger檢驗。Granger檢驗原理可簡單解釋為：給定一個信息集Mt，它至少包括（Xt、Yt），假設用Xt的過去比不用它能更好地預測Yt，說明Xt是Yt的Granger原因，反之，則不是。Granger因果關系檢驗的滯后期的選擇對檢驗結論有一定影響。因此，以AIC和SC最小值為準則在Eviews中反復測算最終選定滯后期數(shù)閩臺均為1期。檢驗結果見表5。結論均顯示拒絕原假設，說明閩臺農(nóng)業(yè)實際工資與邊際生產(chǎn)力之間存在互為Granger因果關系。農(nóng)村剩余勞動力向現(xiàn)代部門轉移，促使農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)力的提高，因此帶動了農(nóng)業(yè)部門實際工資的上漲；農(nóng)業(yè)部門實際工資的上漲反過來能改善農(nóng)民生活、提升農(nóng)民素質(zhì)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，進而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，促進農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)力的提高。可見，Wp和MPs互為因果能從定量和定性上得到證實。

在Granger因果關系基礎上，欲探尋變量之間動態(tài)聯(lián)系和影響程度便引入了脈沖響應函數(shù)。脈沖反應函數(shù)指的是，一個內(nèi)生變量對一個標準單位誤差的反應，即在隨機誤差項上加上一個標準差大小的沖擊對內(nèi)生變量的當前值和未來值帶來的影響[25]。通過脈沖響應圖可顯示出內(nèi)生變量對來自系統(tǒng)中任何一個變量產(chǎn)生的新信息的響應程度。從圖5可知，閩臺兩地的變量MPs對Wp的沖擊影響均呈持續(xù)緩慢上升態(tài)勢，且到第10期仍然未達到?jīng)_擊的高峰；Wp對MPs的沖擊作用開始值為0，作用力隨后持續(xù)快速上升，同樣到第10期仍未達到?jīng)_擊的峰值。說明閩臺MPs與Wp間相互產(chǎn)生較持久的正效應影響，且正效應呈遞增趨勢。

綜合協(xié)整方程、Granger因果關系和脈沖反應的分析，可得出Wp和MPs之間存在長期均衡、互為因果關系，且這種關系還將持續(xù)和發(fā)展。由此可初步斷定閩臺兩地均未到達“商業(yè)化點”。

圖5 脈沖響應的顯示結果注：圖中橫坐標表示沖擊發(fā)生后的時間間隔，縱坐標表示沖擊反應程度，虛線表示2倍標準差范圍內(nèi)的置信曲線。

3.3 非資本主義部門實際工資的動向

圖6、圖7、圖8分別是福建和臺灣農(nóng)業(yè)實際工資波動情況及兩者實際工資與生存工資差距情況。由圖6可知，福建農(nóng)業(yè)實際工資在1978-2004年一直處于小幅度波動狀態(tài)，到2004年開始快速上升。按照Minami準則3的說法，若實際工資從某個時期開始快速上升，那么該時期作為“商業(yè)化點”標準，因此福建商業(yè)化點應為2004年。然而，從圖8中可以看出，福建農(nóng)業(yè)實際工資與生存工資之比一直處于0～1之間，實際工資的增長長期滯后于生存工資，說明單純依靠農(nóng)業(yè)收入還無法滿足農(nóng)民基本生活需求，尋求外出務工還具有較大的內(nèi)在動力，剩余勞動力轉移還將持續(xù)進行。這也印證了目前福建正處與劉易斯理論經(jīng)濟發(fā)展第二階段，“民工荒”與“剩余勞動力”兩現(xiàn)象共存。

由圖7可知，臺灣農(nóng)業(yè)實際工資在1960-1986年一直處于緩慢上升狀態(tài)，直到1987年后快速上升，隨后平穩(wěn)發(fā)展。農(nóng)業(yè)實際工資與生存工資的比值持續(xù)上升，2000年以后超過1，即2000年之后農(nóng)業(yè)收入能滿足基本生活消費（圖8）。單從這一標準看，2000年左右臺灣已跨過“商業(yè)化點”。

圖8 閩臺農(nóng)業(yè)實際工資與生存工資差距注：FJWP、TWWP分別代表閩臺農(nóng)業(yè)實際工資，F(xiàn)JWS和TWWS分別代表閩臺農(nóng)業(yè)生存工資；閩臺生存工資用農(nóng)民人均消費支出計算得出。

3.4 工資差別變化

依據(jù)劉易斯拐點理論，“短缺點”來臨之前，剩余勞動力無限供給，工資差別相對穩(wěn)定，越過“短缺點”之后，農(nóng)村剩余勞動由無限供給轉變成有限供給，非農(nóng)業(yè)部門（勞動力轉移部門）必須拉大工資差別來吸引勞動力。而越過“商業(yè)化點”之后，兩部門的工資均由邊際生產(chǎn)率決定，工資趨于一致，故“商業(yè)化點”到來的特征為工資差別處于下降且變動趨勢平穩(wěn)。根據(jù)國家統(tǒng)計局調(diào)查資料顯示，制造業(yè)、建筑業(yè)和服務業(yè)是農(nóng)民工就業(yè)的主要行業(yè)[26]。因此，采用上述3個農(nóng)業(yè)勞動力轉移部門近似替代現(xiàn)代部門與農(nóng)業(yè)部門進行工資比較，如圖9和圖10。

福建省3個農(nóng)業(yè)勞動力轉移部門工資與農(nóng)業(yè)部門工資差距呈現(xiàn)不斷拉大趨勢，其中，在80年代末90年代初有一個較大的上升幅度。這從工資角度證明該段時間出現(xiàn)了“短缺點”。直到2013年，工資差距還在不斷拉大，未出現(xiàn)下降趨勢和工資趨同現(xiàn)象，說明福建“商業(yè)化點”還未出現(xiàn)。臺灣在60年代末2部門工資差距大幅度拉開，到70年代末80年代初開始，工資差距呈劇烈下滑趨勢，直到2000年之后工資差距趨于平穩(wěn)，但現(xiàn)代部門與農(nóng)業(yè)部門工資之比仍然較大（大于1.5），這也印證了臺灣“短缺點”在1966年前后，同時也說明臺灣在2000年左右已開始靠近“商業(yè)化”點，但截至2013年“商業(yè)化點”還未到來。

3.5 非資本主義部門對資本主義部門勞動供給的彈性

上述4項標準已較充分證實閩臺已分別在1992年左右和1966年左右越過“短缺點”，為進一步求證“商業(yè)化點”是否到來，最后引入標準5。將2000-2013年閩臺轉移勞動力總數(shù)與農(nóng)業(yè)實際工資分別取對數(shù)進行線性回歸分析，求得閩臺農(nóng)業(yè)部門對資本主義部門勞動力供給彈性η分別為0.805和0.641，兩數(shù)值均較小。從供給彈性系數(shù)看，兩者均已達到勞動力有限供給階段。福建的轉移勞動力數(shù)量與實際工資關系曲線呈現(xiàn)平滑上漲趨勢（圖11），并無跡象表明已達到“商業(yè)化點”階段。臺灣分別在2001年和2009年出現(xiàn)非常明顯的下滑，但整體趨勢還是上升，說明臺灣已接近“商業(yè)化點”但還未完全意義上達到該階段。

4 結論與討論

綜合上述5個標準的驗證，可以得出以下結論：（1）閩臺分別于1992年左右及1966年左右越過了“短缺點”，二者時間相差約26年；（2）目前還沒有跡象表明福建已經(jīng)到達“商業(yè)化”點，從數(shù)據(jù)分析結合當前“隱性失業(yè)”與“民工荒”并存的現(xiàn)象，說明福建正處于“短缺點”向“商業(yè)化點”過渡時期，也即劉易斯理論中的第二階段。根據(jù)臺灣的“商業(yè)化點”5個“標準”的實證分析，除標準3之外的其他4個標準均未證實臺灣已經(jīng)越過“商業(yè)化點”，但目前正接近“商業(yè)化點”。

縱使諸多研究反復實證我國劉易斯轉折點的時間，但不可否認的是劉易斯轉折點并非一個簡單的時間點，而是一個經(jīng)濟體從二元經(jīng)濟結構向一元經(jīng)濟結構轉變的過程。這個過程伴隨著勞動力空間轉移和產(chǎn)業(yè)間配置，其進度在我國無疑存在區(qū)域上的時間差異。從沿海到內(nèi)陸劉易斯轉折點推進的過程，各區(qū)域如何結合自身實際為產(chǎn)業(yè)升級、民工荒問題、新型城鎮(zhèn)化建設、農(nóng)業(yè)發(fā)展及勞動力轉移等問題尋找最優(yōu)出路，這在經(jīng)濟“新常態(tài)”的背景下將會是更大的挑戰(zhàn)，也是“劉易斯轉折點”研究的現(xiàn)實意義所在。福建劉易斯轉折點歷史進程相當于臺灣20世紀80年代。借鑒臺灣經(jīng)驗，福建一要優(yōu)化人力資本，調(diào)整經(jīng)濟結構。加強城鄉(xiāng)職工教育與技能培訓，在大力發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)同時積極引導富有特色的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展，促進剩余勞動力多渠道轉移，以此解決結構性短缺與就業(yè)壓力并存的矛盾；二要提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，加大農(nóng)業(yè)投入，促進農(nóng)業(yè)技術推廣與突破，嚴守耕地保護政策，以此穩(wěn)定農(nóng)業(yè)發(fā)展；三要提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力。推動企業(yè)從依靠要素投入向創(chuàng)新驅(qū)動轉變，提高生產(chǎn)效率和產(chǎn)品附加值，以此化解勞動力成本上升壓力。

參考文獻：

[1]OHKAWA KAZUSHI. Agriculture and the turningpoint in economic growth[J]. The Developing Economies，1965，3（4）：471-486.

[2]HO Y M. Development with Surplus Population. The Case of Taiwan： A Critique of the Classical TwoSector Model， à la Lewis[J]. Economic Development & Cultural Change， 1972， 20（2）：210-234.

[3]BRANSCOMB L M， CHOI Y H. Korea at the Turning Point： InnovationBased Strategies for Development.[J]. Pacific Affairs， 1996， 71（3）：428.

[4]劉鈞，王雅文. 中國農(nóng)業(yè)剩余勞動力供給的“劉易斯拐點”尚未到來——與蔡昉先生商榷[J]. 東北財經(jīng)大學學報，2013（5）：49-53.

[5]池鮮艷. 有關農(nóng)村剩余勞動力的“劉易斯拐點"爭議綜述[J]. 當代社科視野，2013（3）：20-24.

[6]王玲丹. 我國是否已進入“劉易斯拐點”文獻綜述[J]. 商情，2013（29）：183-183.

[7]蔡昉. 中國經(jīng)濟面臨的轉折及其對發(fā)展和改革的挑戰(zhàn)[J]. 中國社會科學，2007（3）：5-12.

[8]宋世方. 劉易斯轉折點：理論與檢驗[J]. 經(jīng)濟學家，2009（2）：69-75.

[9]昊要武. 劉易斯轉折點來臨：我國勞動力市場調(diào)整的機遇[J]. 開放導報，2007（3）：50-56.

[10]張曉波，楊進，王生林. 中國經(jīng)濟到了劉易斯轉折點了嗎？——來自貧困地區(qū)的證據(jù)[J]. 浙江大學學報：人文社會科學版，2010（1）：55-71.

[11]楊國才. 基于民工異質(zhì)的劉易斯模型改造[J]. 技術經(jīng)濟，2006（9）：58-61.

[12]周天勇. 中國的劉易斯拐點并未來臨[J]. 速覽，2010（11）：11.

[13]蔡昉，都陽. 工資增長、工資趨同與劉易斯轉折點[J]. 經(jīng)濟學動態(tài)，2011（9）：9-16.

[14]JOHN KNIGHT. China， South Africa and the Lewis Model[M]// Studies in Development Economics and Policy. Helsinki：World Institute for Development EconomicResearch（UNUWIDER），2010：27-38.

[15]王德文，蔡昉，等. 全球化與中國國內(nèi)勞動力流動：新趨勢與政策含義[J]. 開放導報，2005（4）：6-12.

[16]約翰·奈特，鄧曲恒. 中國的民工荒與農(nóng)村剩余勞動力[J]. 管理世界，2011（11）：12-27.

[17]蔡昉，楊濤，黃益平. 中國是否跨越了劉易斯轉折點[M]. 北京：社會科學文獻出版社，2012.

[18]李圣華，樸銀哲. 基于劉易斯二元經(jīng)濟理論的東北三省勞動力市場研究[J]. 經(jīng)濟問題探索，2012（6）：59-65.

[19]李月. 臺灣經(jīng)濟發(fā)展中的劉易斯轉折點的形成及其應對策略[J]. 臺灣研究集刊，2009（1）：70-78.

[20]南亮進，景文學. 經(jīng)濟發(fā)展的轉折點：日本經(jīng)驗[M]. 關權，譯. 北京：社會科學文獻出版社，2008.

[21]費景漢，拉尼斯. 勞力剩余經(jīng)濟的發(fā)展[M]. 北京：華夏出版社，1989.

[22]韋素瓊，陳健飛. 土地利用/覆被變化的區(qū)域?qū)Ρ妊芯俊蚤}臺為例[M]. 北京：科學出版社，2006.

[23]高鐵梅，范小菲. 中國勞動力市場結構轉型的拐點、特征與對策研[J]. 財經(jīng)問題研究，2011（1）：22-31.

[24]RYOSHIN MINAMI. The Turning Point in the Japanese Economy[J]. Quarterly journal of economics，1968（3）：380-402.

[25]單勤琴. 基于VAR模型的貨幣政策傳導機制的計量分析[D]. 長沙：湖南大學，2006.

[26]國家統(tǒng)計局國民經(jīng)濟綜合統(tǒng)計司. 新中國六十年統(tǒng)計資料匯編[G]. 北京：中國統(tǒng)計出版社，2010.