周國富，李 靜,2

(1.天津財經(jīng)大學 統(tǒng)計系，天津 300222；2.廣西財經(jīng)學院 統(tǒng)計系，廣西 南寧 530003)

一、引 言

20世紀80年代初以來，伴隨著我國經(jīng)濟的快速增長，大量的農(nóng)業(yè)勞動力不斷地從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉移。而勞動力在不同部門之間的重新配置必然會對我國的經(jīng)濟增長產(chǎn)生深遠的影響。經(jīng)濟學家把勞動力再配置所帶來的經(jīng)濟增長效應稱為勞動結構效應或勞動力配置效應［1-10］。

國內(nèi)外許多學者對農(nóng)業(yè)勞動力轉移與國民經(jīng)濟增長之間的關系做了深入的研究，雖然采用的方法和數(shù)據(jù)來源不同，得出的數(shù)據(jù)結果不盡相同，但總的結論基本一致，即農(nóng)業(yè)勞動力轉移促進了國民經(jīng)濟增長［2-10］。在測算方法上，考察勞動力再配置對經(jīng)濟發(fā)展影響的定量方法大體可以分為兩類：一是借鑒錢納里［1］等人的資源總配置效應分析方法，對中國勞動力配置效應進行經(jīng)驗研究［2-4］。該方法計算公式比較簡單，且所需的數(shù)據(jù)可直接從統(tǒng)計部門公布的數(shù)據(jù)中獲得，但是沒有考慮資本對經(jīng)濟增長的貢獻，因此，對經(jīng)濟增長的分解缺乏全面性。另一類為生產(chǎn)函數(shù)分解法，即對總量生產(chǎn)函數(shù)進行分解，將勞動力配置效應視為全要素生產(chǎn)率的一個組成部分［5-9］。該方法考慮了資本對經(jīng)濟增長的貢獻，但在實證分析時面臨兩大難題：一是資本存量K的估算，二是勞動產(chǎn)出彈性的確定。在處理勞動產(chǎn)出彈性的問題上，胡永泰［5］、丁霄泉［7］根據(jù)有關中國生產(chǎn)函數(shù)的文獻，分別假定勞動產(chǎn)出彈性為0.4、0.5和0.6；而蔡昉和王德文［6］則假定各部門的勞動產(chǎn)出彈性相同。這種勞動產(chǎn)出彈性的處理方法具有一定的隨意性，可能會影響到估計結果的準確性。另一些學者［8-9］給出三次產(chǎn)業(yè)要素產(chǎn)出彈性的動態(tài)估計值，該處理方法比較精準，但是存在計算量大的問題。

現(xiàn)有的研究大多都集中于測算勞動力配置效應大小上，而對其變化趨勢的研究較少。其中，徐現(xiàn)祥、舒元［10］認為勞動結構效應變化趨勢呈倒“U”型；而張平、郭熙保［9］則認為其呈“U”型，可見，其結論尚存在爭議。而在經(jīng)過近三十多年的勞動力轉移之后，全面系統(tǒng)地研究農(nóng)業(yè)勞動力配置效應的變化過程、特點和問題，了解農(nóng)業(yè)勞動力配置效應的變化態(tài)勢，對于中國就業(yè)政策和社會發(fā)展政策的制定，具有一定的現(xiàn)實意義和歷史意義。

鑒于此，本文將主要借鑒上述第二種方法集中考察農(nóng)業(yè)勞動力從低效益的農(nóng)業(yè)部門向高效益的工業(yè)與服務業(yè)部門轉移所帶來的資源再配置效應，但是和上述文獻不同，本文將采用統(tǒng)計數(shù)據(jù)對參數(shù)逐一進行估計，以克服任意設定參數(shù)值的隨意性。具體來講，本文下面各部分的安排如下：第二部分首先分別估計農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)和非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，得到不同部門的勞動產(chǎn)出彈性，由此計算出不同部門勞動的邊際產(chǎn)出，然后根據(jù)部門間勞動邊際產(chǎn)出之差估計出農(nóng)業(yè)勞動力再配置對經(jīng)濟增長的貢獻；第三部分分析中國農(nóng)業(yè)勞動力配置效應的變化軌跡；第四部分進一步對未來的前景做一個預測；第五部分是結論和政策含義。

二、農(nóng)業(yè)勞動力配置效應的測算

(一)測算方法

為了測算農(nóng)業(yè)勞動力再配置對我國經(jīng)濟增長的貢獻，本文借鑒胡永泰［5］、蔡昉和王德文［6］的做法，對生產(chǎn)函數(shù)進行分解，將勞動力配置效應視為全要素生產(chǎn)率的一個組成部分，下面給出簡要的推導過程。

假定一個經(jīng)濟中的生產(chǎn)部門分為農(nóng)業(yè)(第一產(chǎn)業(yè))和非農(nóng)業(yè)(包括第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè))兩大部門，以下標1代表農(nóng)業(yè)部門，以下標2代表非農(nóng)業(yè)部門。假設各部門內(nèi)部勞動力是同質(zhì)的，生產(chǎn)函數(shù)均為規(guī)模報酬不變的科布—道格拉斯函數(shù)：

其中，Yi為部門i的實際產(chǎn)出，Ki為部門i的資本存量；Li為部門i的勞動力投入；Ai為部門i的全要素生產(chǎn)率。

各部門的資本和勞動分別按其邊際產(chǎn)品支付報酬。其邊際產(chǎn)品如下:

由上述假定知，總產(chǎn)出 Y=Y1+Y2，對其求一階導數(shù)得總產(chǎn)出增長率：

把(3)式、(4)式，即資本和勞動邊際產(chǎn)品代入(5)式，并用d代表農(nóng)業(yè)部門增加值占GDP的份額，u1、u2分別代表農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門的資本存量份額，l1、l2分別代表農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門的勞動力份額，則(5)式分解為：

等式(6)表明經(jīng)濟增長主要來源于三部分：①要素積累，即前面兩項，分別代表全社會資本和勞動力投入的增加對經(jīng)濟增長的貢獻；②技術進步，由第三項所代表；③要素的重新配置，由最后兩項所代表。其中，度量了勞動力的重新配置效應(簡記為PZ)。

顯然，根據(jù)(4)式，并注意到非農(nóng)業(yè)部門勞動力份額的增量正是農(nóng)業(yè)部門勞動力份額的減少量(二者符號相反)，可以將勞動力的重新配置效應重新整理為：

其中，Δl2代表非農(nóng)業(yè)部門勞動力份額的增量，其他符號含義同上。

如果非農(nóng)業(yè)部門的邊際勞動生產(chǎn)率大于農(nóng)業(yè)部門的邊際勞動生產(chǎn)率，即(M PL2-MPL1)＞0，則勞動力由農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)業(yè)部門轉移，將產(chǎn)生一個正的配置效應。

(二)數(shù)據(jù)選取

測算農(nóng)業(yè)勞動力再配置對經(jīng)濟增長的貢獻前，必須先對兩部門的生產(chǎn)函數(shù)進行估計。根據(jù)前面分析，兩個部門的產(chǎn)出分別與各自生產(chǎn)要素的投入有關。利用1980-2010年的時間序列數(shù)據(jù)對我國兩個部門的生產(chǎn)函數(shù)分別進行估計，具體指標及數(shù)據(jù)來源如下：

(1)農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)出的度量。分別選用第一產(chǎn)業(yè)增加值度量農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)出Y1，第二與第三產(chǎn)業(yè)的增加值之和度量非農(nóng)部門產(chǎn)出Y2。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒(2011)》，為了消除不同年度價格因素的影響，所有數(shù)據(jù)均調(diào)整為按1978年不變價計算。

(2)農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)部門物質(zhì)資本存量的度量。資本存量的估算采用永續(xù)盤存法，其公式是：

其中，Kt是t期物質(zhì)資本存量，Kt-1是t-1期物質(zhì)資本存量；It是第t期投資量，均按不變價計算；δ是重置率，如果假定資產(chǎn)的重置服從余額遞減模式，折舊就是投資品的一個比例常數(shù)，δ即為折舊率。

采用(8)式估計農(nóng)業(yè)與非農(nóng)部門物質(zhì)資本存量，需要以下數(shù)據(jù)：①基年資本存量K的確定；②當年投資量I的選??；③投資品價格指數(shù)，以折算成不變價格計；④當年折舊率的確定。

本文以1980年為基準年，數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間是1980-2010年。鄒至莊［11］利用國有企業(yè)、集體企業(yè)、個人的固定資產(chǎn)積累按一定的比例分配到農(nóng)業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、交通運輸業(yè)、商業(yè)五個物質(zhì)生產(chǎn)部門，從而獲得1952-1985年五個物質(zhì)生產(chǎn)部門的資本存量(1952年價)，其中1980年農(nóng)業(yè)部門資本存量為1403.3億元、非農(nóng)業(yè)物質(zhì)生產(chǎn)部門(農(nóng)業(yè)之外的四個物質(zhì)生產(chǎn)部門)資本存量為7660.6億元。由于鄒至莊未估計非物質(zhì)生產(chǎn)部門的資本存量，我們按1980年非物質(zhì)生產(chǎn)部門與四個非農(nóng)物質(zhì)生產(chǎn)部門的勞動力之比，推算出1980年非物質(zhì)生產(chǎn)部門按1952年價格計算的資本存量為2275.1億元①，然后和四個非農(nóng)物質(zhì)生產(chǎn)部門的資本存量相加，得到1980年非農(nóng)部門的資本存量為9935.7億元。利用投資品價格指數(shù)，把1980年農(nóng)業(yè)和全部非農(nóng)業(yè)部門按1952年價格計算的資本存量分別折算為1978年價格，則分別為1414.6億元和10015.8億元。因此，本文采用1414.6億元和10015.8億元分別作為農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門基準年(1980年)的物質(zhì)資本存量。

當年投資量I的選取。積累是MPS體系度量投資的指標，但是從1993年起，我國采用新的以SNA為主體的國民經(jīng)濟核算體系，不再公布積累數(shù)據(jù)，所以無法繼續(xù)沿用。本文采用王小魯［12-13］的做法以全社會固定資產(chǎn)投資額作為當年投資量。首先確定各年的農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額，然后用各年的全社會固定資產(chǎn)投資額減去相應年份的農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額，得到各年非農(nóng)業(yè)部門的固定資產(chǎn)投資額。吳方衛(wèi)［14］根據(jù)國有經(jīng)濟、農(nóng)村集體和農(nóng)村住戶用于農(nóng)業(yè)的固定資產(chǎn)投資估算了1981-1997年農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額，本文1981-1997年農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額直接采用吳方衛(wèi)估算的數(shù)據(jù),并按照他的方法推算了1998-2002年的數(shù)據(jù)。由于自2005年起《中國統(tǒng)計年鑒》新增了“全社會固定資產(chǎn)投資按行業(yè)分”的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，所以2003-2010年的農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額采用該表中的農(nóng)、林、牧、漁業(yè)數(shù)據(jù)。

投資品價格指數(shù)的構造?！吨袊鴩鴥?nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料(1952-1995)》一書中提供了全國歷年的固定資本形成總額及其指數(shù)，利用這一信息可以計算1980-1990年的固定資產(chǎn)投資縮減指數(shù)(1978年=100)；1991-2010年則用《中國統(tǒng)計年鑒》上公布的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)計算；最后換算得到1980-2010年的固定資產(chǎn)投資縮減指數(shù)(1978年=100)。利用該投資品價格縮減指數(shù)，把1980-2010年農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門的固定資產(chǎn)投資額均折算成1978年不變價。

農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)的折舊率采用吳方衛(wèi)［14］的做法，假定為5.42%；非農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)的折舊率1981年設為6%，以后年份資本折舊平滑加速［13］。至此，可以采用(8)式分別估算出農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)部門的資本存量。

(3)農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門勞動投入的選取。農(nóng)業(yè)部門勞動投入選用第一產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員這一指標進行測度；非農(nóng)業(yè)部門勞動投入選用第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員之和來測度。由于1990年前后從業(yè)人員的統(tǒng)計口徑不一致，1980-1989年的從業(yè)人員用王金營［15］根據(jù)人口普查資料和抽樣調(diào)查資料調(diào)整過的數(shù)據(jù)，1990-2010年數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒(2011)》。

(三)兩部門生產(chǎn)函數(shù)的估計

對(1)式、(2)式兩邊分別同時除以Li，并取對數(shù)，得到用于回歸的函數(shù)形式：

用Eview6.0軟件對(9)式和(10)式進行估計，得回歸結果如表1所示。

表1 農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)回歸結果

由表1中的回歸結果可知，農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門的勞動產(chǎn)出彈性分別為0.5277和0.4148。為了便于觀察農(nóng)業(yè)勞動力配置效應的變化情況，下面分不同時段分別進行測算。

三、農(nóng)業(yè)勞動力配置效應的變動過程

首先，利用(6)式和統(tǒng)計數(shù)據(jù)對經(jīng)濟增長進行核算，其結果見表2：

表2 增長核算

表2說明了多個因素對GDP增長的貢獻?？梢钥闯?，1981-2010年間GDP年均增長率為10.54%，資本增長、勞動力增加、全要素生產(chǎn)率(TFP)分別使GDP增長5.87個百分點、0.70個百分點、3.98個百分點。資本為推動中國經(jīng)濟增長的第一動力。

然后，由(7)式可計算出農(nóng)業(yè)勞動力的配置效應，其結果見表3。

表3 農(nóng)業(yè)勞動力配置效應及其變動

從表3可以看出，1981-2010年勞動力轉移對經(jīng)濟增長貢獻了0.68個百分點，對經(jīng)濟增長的貢獻率為6.44%。在全要素生產(chǎn)率的貢獻中，勞動力配置效應占了17.07%。同以往學者［2-10］的研究結果相比，其結論基本一致。

分時間段來看，勞動力再配置效應與整個宏觀經(jīng)濟走勢密切相關，如圖1所示。

圖1 勞動力配置效應與GDP增長率的變動走勢

1981-1988年，勞動力配置效應明顯。主要原因是農(nóng)村家庭承包責任制的實施，極大地調(diào)動了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，提高了農(nóng)村生產(chǎn)力，一部分農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中釋放出來。同時，中小城鎮(zhèn)建設迅速鋪開，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)異軍突起，為農(nóng)業(yè)勞動力的轉移創(chuàng)造了條件。1981-1988年，非農(nóng)業(yè)就業(yè)比例從31.9%增加到40.7%，平均每年增加1.2%。而這期間勞動力再配置對經(jīng)濟增長的貢獻率為7.36%，對全要素生產(chǎn)率的貢獻率為12.6%。

1989-1991年，由于中國經(jīng)濟在經(jīng)歷了較為嚴重的通貨膨脹后，1989年開始的治理整頓則又因為“急剎車”導致了宏觀環(huán)境的急劇惡化，從而使經(jīng)濟效益出現(xiàn)了較大的滑坡，GDP年均增長率僅為6%，經(jīng)濟增長對就業(yè)的拉動作用減弱，農(nóng)業(yè)勞動力轉移速度放慢，1989和1990年農(nóng)業(yè)就業(yè)比例均出現(xiàn)了反彈。整個期間勞動力再配置對經(jīng)濟增長的貢獻只有0.06個百分點,對經(jīng)濟增長的貢獻率下降為1.02%,對全要素生產(chǎn)率的貢獻率只有2.96%。

1992-1997年，1992年后受鄧小平“南巡講話”的鼓舞，經(jīng)濟增長重新煥發(fā)出新的活力，刺激了對農(nóng)村勞動力的大量需求，誘發(fā)了第一次大規(guī)模農(nóng)村勞動力流動。農(nóng)業(yè)就業(yè)數(shù)量和農(nóng)業(yè)就業(yè)比例同時出現(xiàn)了下降，分別從1991年的3.91億人和59.7%下降到1997年的3.48億人和49.9%。整個期間勞動力再配置對經(jīng)濟增長的貢獻率上升到8.33%，對全要素生產(chǎn)率的貢獻率為16.96%。

1998-2002年，由于受東南亞金融危機沖擊和內(nèi)需疲軟的影響，城市就業(yè)形勢嚴峻，農(nóng)業(yè)就業(yè)數(shù)量有所反彈，非農(nóng)業(yè)就業(yè)比例幾乎沒有變化。整個期間勞動力再配置對經(jīng)濟增長和全要素生產(chǎn)率的貢獻率均為負，分別為-0.15%和-0.65%。

2003-2007年，在出口和投資的拉動下，中國經(jīng)濟迎來了新一輪高速增長。強勁的經(jīng)濟增長推動了就業(yè)結構的調(diào)整，帶來了勞動力在城鄉(xiāng)之間的重新配置。農(nóng)業(yè)就業(yè)比例不斷下降，非農(nóng)就業(yè)比例不斷上升。2007年，農(nóng)業(yè)就業(yè)比例下降到40.8%，非農(nóng)就業(yè)比例上升到59.2%。農(nóng)業(yè)就業(yè)數(shù)量出現(xiàn)了加速下降趨勢，非農(nóng)就業(yè)人數(shù)加速上升。2003-2007年，農(nóng)業(yè)就業(yè)數(shù)量從36204萬人下降到30731萬人，非農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)從37531萬人增加到44590萬人，平均每年增加非農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)1764萬人。

2008年由于受到國際金融危機的沖擊，使得我國經(jīng)濟增長和就業(yè)形勢有些嚴峻。但是在出口受影響的情況下，我國采取了擴大內(nèi)需和投資等切實有效的措施，使得我國經(jīng)濟在2008仍然保持了高速增長，其經(jīng)濟增長率達到了9.8%，非農(nóng)就業(yè)人數(shù)和非農(nóng)就業(yè)比例仍然是增加的。2008年非農(nóng)就業(yè)人數(shù)比2007年增加了1050萬,非農(nóng)就業(yè)比例仍比上一年增加了1.2%。

2009年起我國經(jīng)濟率先實現(xiàn)了復蘇，就業(yè)形勢明顯好轉。非農(nóng)就業(yè)比例從2008年的60.4%增加到了2010年的63.3%。2003-2010年期間勞動力再配置對經(jīng)濟增長和全要素生產(chǎn)率的貢獻率分別為8.11%和67.59%。

從上面的分析，我們可以得出結論：勞動力從低效率的農(nóng)業(yè)向較高效率的非農(nóng)業(yè)轉移，改善了資源配置效率，有效地提高了全要素生產(chǎn)率，促進了中國經(jīng)濟增長。同時我們發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)勞動力配置效應呈周期性波動，其波動走勢與宏觀經(jīng)濟走勢基本一致。當經(jīng)濟發(fā)展形勢好時，經(jīng)濟增長的就業(yè)效應明顯，創(chuàng)造了比較多的非農(nóng)就業(yè)崗位，農(nóng)業(yè)勞動力得以較快轉移，勞動力再配置對經(jīng)濟增長的貢獻較大；相反，則貢獻較小，甚至為負。

四、農(nóng)業(yè)勞動力再配置對經(jīng)濟增長發(fā)揮作用的潛力

從(7)式可知，勞動力配置效應受到兩部門勞動邊際產(chǎn)值的差和非農(nóng)就業(yè)份額增加的影響。當兩部門間勞動邊際產(chǎn)值存在差距時，勞動力從農(nóng)業(yè)部門轉移到非農(nóng)業(yè)部門能夠提高勞動力資源的利用效率，促進經(jīng)濟增長。直到兩部門勞動力邊際收益趨于相等時，這時勞動力資源的配置達到最理想的狀態(tài)。那么我國的勞動力資源是否達到最佳配置效果呢？我們利用(4)式和相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)分別測算了兩部門邊際勞動產(chǎn)值，如圖2所示?？傮w上看，我國非農(nóng)業(yè)部門勞動邊際產(chǎn)值相對于農(nóng)業(yè)部門始終較高。盡管三十年來農(nóng)業(yè)勞動力大規(guī)模地向非農(nóng)業(yè)部門轉移，但是兩部門勞動的邊際產(chǎn)值之差并未如預期的那樣逐步縮小，而是進一步擴大。這說明我國農(nóng)業(yè)部門仍有大量的勞動力需要轉移。2010年我國農(nóng)業(yè)從業(yè)人員有27931萬人，每個農(nóng)業(yè)勞動力平均耕地只有0.44公頃。由于受到土地的限制，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和邊際生產(chǎn)力都很低下，只有把大量的農(nóng)業(yè)勞動力轉移出去，才能改善每個農(nóng)業(yè)勞動力平均耕地規(guī)模過小的狀況，才有可能真正實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的規(guī)模化、產(chǎn)業(yè)化、機械化經(jīng)營，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和邊際產(chǎn)值。所以，今后一段時間內(nèi)農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)業(yè)部門轉移還會對我國經(jīng)濟增長做出貢獻。

圖2 農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門的邊際勞動產(chǎn)值

從前面的分析可知，勞動力配置效應受到整個宏觀經(jīng)濟形勢的影響。經(jīng)濟繁榮時，農(nóng)業(yè)勞動力得以較快轉移，勞動力配置效應顯著；而經(jīng)濟蕭條時，農(nóng)業(yè)勞動力轉移速度較慢，甚至返回農(nóng)業(yè)，勞動力配置效應不明顯，甚至為負。因此，今后勞動力的再配置對經(jīng)濟增長是否有貢獻，關鍵在于經(jīng)濟是否能夠持續(xù)、穩(wěn)定地增長以創(chuàng)造出更多的非農(nóng)業(yè)就業(yè)崗位，使得農(nóng)業(yè)勞動力得以較快的速度轉移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。

為了揭示非農(nóng)就業(yè)增長和經(jīng)濟增長的關系，我們利用1980-2010年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)得到它們之間的回歸方程如下：

其中，L2代表非農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)(萬人)；Y代表國內(nèi)生產(chǎn)總值(1978年價，億元)。

從估計結果來看，參數(shù)值顯著，方程的擬合優(yōu)度較高，說明非農(nóng)就業(yè)與經(jīng)濟增長高度相關。具體來講，經(jīng)濟每增長1%，可以使非農(nóng)就業(yè)數(shù)量增長0.2953%，說明經(jīng)濟增長對非農(nóng)就業(yè)增長拉動作用顯著。正是由于經(jīng)濟的快速發(fā)展，創(chuàng)造出了大量的非農(nóng)就業(yè)崗位，促進了農(nóng)業(yè)勞動力的轉移，而勞動力的重新配置又促進了經(jīng)濟增長。同時也意味著按照經(jīng)濟發(fā)展的比較優(yōu)勢，保持一定的經(jīng)濟增長速度，就可以實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)崗位的增長，促進農(nóng)業(yè)勞動力轉移。據(jù)王小魯［13］預測，2008-2020年我國平均經(jīng)濟增長率仍可達到7%，如果政策措施恰當?shù)脑?，我國?jīng)濟在2011–2020年間仍然可能保持9%以上的經(jīng)濟增長率。因此，只要我們能采取積極有效的措施，克服不利因素的影響，就能夠實現(xiàn)經(jīng)濟的持續(xù)、穩(wěn)定增長，進而創(chuàng)造出較多的非農(nóng)就業(yè)機會，促進農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)業(yè)轉移，而農(nóng)業(yè)勞動力的重新配置仍然還可以對我國經(jīng)濟增長作出貢獻。

五、結論和政策含義

本文首先分別估計農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)和非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，得到不同部門的勞動產(chǎn)出彈性，由此計算出不同部門勞動的邊際產(chǎn)出，然后根據(jù)部門間邊際勞動產(chǎn)出之差估計出農(nóng)業(yè)勞動力轉移對中國經(jīng)濟增長的貢獻。在此基礎上進行了一系列分析，得到如下結論和啟示:

(1)農(nóng)業(yè)勞動力的重新配置促進了中國經(jīng)濟增長。

(2)農(nóng)業(yè)勞動力配置效應呈周期性波動，其波動走勢與宏觀經(jīng)濟走勢基本一致。當經(jīng)濟發(fā)展形勢好時，經(jīng)濟增長的就業(yè)效應明顯，創(chuàng)造了比較多的非農(nóng)就業(yè)崗位，農(nóng)業(yè)勞動力得以較快轉移，勞動力再配置對經(jīng)濟增長的貢獻較大；相反，則貢獻較小，甚至為負。因此，保持經(jīng)濟持續(xù)、穩(wěn)定增長是促進農(nóng)業(yè)勞動力轉移的最有效的方式，也是提高勞動力利用率最直接有效的方法。

(3)經(jīng)濟增長對我國非農(nóng)就業(yè)增長拉動作用顯著。正是我國經(jīng)濟的高速增長為農(nóng)業(yè)勞動力的轉移創(chuàng)造了條件，而勞動力的充分利用也促進了經(jīng)濟增長。

(4)今后一個時期，農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)業(yè)部門轉移仍會對我國經(jīng)濟增長做出貢獻。目前，我國農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)仍然較多、農(nóng)業(yè)就業(yè)比例仍然偏高，農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)的邊際勞動生產(chǎn)率差距比較大，所以，今后一段時間內(nèi)農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)業(yè)部門轉移還會對我國經(jīng)濟增長做出貢獻。但是在經(jīng)濟增長方式和產(chǎn)業(yè)類型的選擇上，要充分利用我國勞動力資源豐富的優(yōu)勢，特別是農(nóng)村勞動力資源豐富的優(yōu)勢，應繼續(xù)重視發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)和服務業(yè)，正確處理好發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)、資本密集型產(chǎn)業(yè)和勞動密集型產(chǎn)業(yè)的關系。一方面，為了提高我國的技術水平和國際競爭力，要大力發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)；另一方面，為了實現(xiàn)充分就業(yè)，要十分注重發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)。

注 釋：

①這樣推算的假定前提是，1980年非物質(zhì)生產(chǎn)部門與四個非農(nóng)物質(zhì)生產(chǎn)部門的勞均資本存量相等。

［1］錢納里，等.工業(yè)化和經(jīng)濟增長的比較研究［M］.上海:上海三聯(lián)書店，1989:324-326.

［2］郭克莎.我國資源總配置效應分析［J］.經(jīng)濟研究，1992(9)：30-37，45.

［3］潘文卿.中國農(nóng)業(yè)剩余勞動力轉移效益測評［J］.統(tǒng)計研究，1999(4)：31-34.

［4］李勛來，李國平.經(jīng)濟增長中的農(nóng)村富余勞動力轉移效應研究［J］.經(jīng)濟科學，2005(3)：39-43.

［5］胡永泰.中國全要素生產(chǎn)率：來自農(nóng)業(yè)部門勞動力再配置的首要作用［J］.經(jīng)濟研究，1998(3)：31-39.

［6］蔡昉，王德文.中國經(jīng)濟增長可持續(xù)性與勞動貢獻［J］.經(jīng)濟研究，1999(10)：62-68.

［7］丁霄泉.農(nóng)村剩余勞動力轉移對我國經(jīng)濟增長的貢獻［J］.中國農(nóng)村觀察，2001(2)：18-24.

［8］趙慧卿，郝楓.中國農(nóng)業(yè)勞動力配置效應再考察——基于三次產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出彈性動態(tài)估計［J］.商業(yè)經(jīng)濟與管理，2010(8)：84-90.

［9］張平，郭熙保.中國經(jīng)濟增長中的結構轉變效應——基于邊際勞動生產(chǎn)率方法的測算［J］.山西財經(jīng)大學學報，2011(4)：1-8.

［10］徐現(xiàn)祥，舒元.中國經(jīng)濟增長中的勞動結構效應［J］.世界經(jīng)濟，2001(5)：17-23.

［11］Chow GC.Capital Formation and Economic Growth in China［J］.The Quarterly Journal of Economics，1993，108(3)：809-842.

［12］王小魯，樊綱.中國經(jīng)濟增長的可持續(xù)性—跨世紀的回顧與展望［M］.北京:經(jīng)濟科學出版社，2000：57-65.

［13］王小魯，樊綱，劉鵬.中國經(jīng)濟增長方式轉換和增長可持續(xù)性［J］.經(jīng)濟研究，2009(1)：4-16.

［14］吳方衛(wèi).我國農(nóng)業(yè)資本存量的估計［J］.農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，1999(6)：34-38.

［15］王金營.人力資本與經(jīng)濟增長理論與實證［M］.北京:中國財政經(jīng)濟出版社，2001：88.