中国经济增长劳动力人力资本与就业结构1.docx

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中国经济增长劳动力人力资本与就业结构1

中国经济增长：

劳动力、人力资本与就业结构

　　70年代末中国开始了一场从农村到城市的全面经济改革，并取得了世人瞩目的成效。

从1978年以来的20年间，国内生产总值平均每年增长%。

是中华人民共和国成立以来发展最快的时期，也使中国成为世界上增长最快的经济。

同期，人均国内生产总值平均每年增长%，达到创造"东亚奇迹"的亚洲四小龙在快速发展时期的增长速度。

然而，这一增长趋势能否在下个世纪得以持续，是一个需要回答的问题。

本文通过解析劳动力数量增长、人力资本积累与就业结构转变对经济增长的贡献，探讨这些因素支撑长期经济增长的可持续性。

本文第一部分讨论传统经济增长中劳动使用、人力资本积累和劳动力就业结构；第二部分阐述改革以来劳动使用、人力资本积累和劳动力就业结构变化，对经济增长和结构转变产生的诱致效应；第三部分估计劳动力供给、人力资本积累和就业结构转换对中国经济增长的贡献；第四部分分析劳动力的供给和需求，以及人力资本积累和就业结构转换的潜力；最后，在第五部分讨论劳动、人力资本与对经济增长可持续性的影响，归纳一些政策性涵义。

一、传统经济增长中的劳动利用模式

中国改革以前的经济增长模式是以重工业优先发展为目标，通过扭曲价格的宏观政策环境、高度集中的计划资源配置制度和缺乏自主权的微观经营体制而形成的（林毅夫等，1995）。

而改革以前中国劳动利用、人力资本积累和就业结构模式是这种经济增长模式的一个组成部分和结果。

经济增长理论中的一个菲尔德曼（G.A.Fel‘dman）模型对这种增长模式作出了最清楚的描述（多马，1983，第九部分"苏联的增长模型"；Jones，1976,Chapter5）。

菲尔德曼把经济分为两大部类，即生产资本品的第一部类和生产消费品的第二部类，并且假设两个部类都具有固定的技术系数，即资本和劳动力在生产产品的过程中完全不能相互替代。

由于假设劳动力具有无限供给弹性（Lewis,1954），则资本成为经济增长过程中唯一的限制要素。

因此，第一部类和第二部类的产出可以分别表述为：

Y1=K1/υ1和Y2=K2/υ2。

式中Yi分别表示两个部类的产出，Ki分别表示两个部类的资本投入，υi分别表示两个部类的资本-劳动比。

同时，这个模型还假设第一部类的生产是完全独立于第二部类的，即使消费品的生产降低到零，资本品的生产仍然可以持续不衰。

于是，可供整个经济中投资使用的投资品的总产出就是：

I=Y1=K1/υ1

全部投资的变化率则可以表示为：

△I=△Y1=1/υ1?

△K1

因此，第一部类资本存量的变化率△K1取决于配置在该部类投资品总产出的比例，即：

△K1=I1=μI

经过整理，我们得到：

△I=1/υ1?

μI或△I/I=μ/υ1。

由此，我们看到是投资增长率，它等于μ/υ1，意味着，总投资增长率的提高，既可以通过提高第一部类的投资比例μ达到，也可以通过降低该部类资本-产出比υ1达到。

按照菲尔德曼的结论，把更多的资本投入到生产资本品的第一部类，从长期来看会增加消费、投资和总产出。

通过提高第一部类的投资比例μ达到提高总投资增长率，从而突破低水平均衡陷阱，加快经济增长的这个增长模型，为中国推行重工业优先发展战略提供了理论依据。

这种增长模式对于劳动力使用的影响在于它假设资本和劳动之间不存在要素替代。

而且事实上，由于推行这种高度资金密集型的产业政策，在资源按照高度集中的计划方式配置的情况下，利率被人为压低，且企业具有强烈的"投资饥渴症"（Kornai,1980），所以是不可能在第一部类降低资本-产出比υ1的。

因此，在推行重工业优先发展战略的情况下，生产要素不具有可替代性就不再仅仅作为一种假说，而成为一种现实。

作为整个计划经济体制组成部分的中国传统城乡劳动力配置制度和就业体制，是以达到下面几个目标为出发点形成的：

第一，保障城镇劳动力的全面就业。

在重工业优先发展战略条件下，政府通过垄断稀缺资源的配置，以及对城乡经济剩余的控制，把重工业作为投资重点并形成畸重的产业结构。

由于重工业具有资本密集程度高的特征，这种发展战略吸纳劳动就业的能力较弱。

如果政府不对劳动力市场进行干预，就会产生过高的失业率，影响社会稳定，妨碍国家工业化进程。

因此，在城镇实行保证全面就业的政策，归根结底是推行传统发展战略的要求。

第二，保持城镇职工的低工资水平。

在当时的经济发展水平下，重工业发展面临着严重的积累困难。

如果由市场来诱导产业发展，重工业这种不符合比较优势的产业，显然不能自发地得到发展。

因此，政府人为地扭曲生产要素的价格，包括压低工资水平，也是合乎推行这种发展战略要求的。

此外，在城镇实行全面就业政策，无异于一种分享式的就业制度安排，工资自然也具有分享的性质。

以国有企业的工资制度为代表，其与整个传统体制是相适应的，即全国的国有企业实行统一的工资制度。

由于从50年代开始，企业就无权决定或调整职工的工资标准、工资定级和升级办法，以及增长幅度，以致到1978年，工资水平基本未变。

第三，抹平具有不同人力资本秉赋的职工之间的报酬。

劳动者的健康状况、受教育水平和参与劳动过程后积累的工作熟练程度等，表现为对生产效率从而企业生产成果具有正面影响的人力资本因素。

在市场经济的条件下，企业为了吸引拥有较高人力资本禀赋的劳动者，应该使其工资高于人力资本禀赋较低的工人。

但在传统体制下，由于国有企业几乎是唯一的就业场所，拥有较高人力资本的职工尽管得不到应有的激励，但这种较优越的人力资本的机会成本很低。

最后，实行城乡劳动力市场的分割。

实行低工资高就业的政策需要两个条件与之配合。

其一，为了维持劳动力的正常再生产，要求实行包括农产品在内的基本生活用品的低物价政策。

为了保证低价农产品的供给，政府相应地实行了农产品统购统销政策，以垄断农产品流通，以及人民公社体制，以阻止农村生产要素的自由流动。

其二，为了保障职工及其家庭的基本生活，还要在货币工资之外辅之以生活必需的实物福利和社会性服务，如住房、医疗、教育、托幼等等作为职工工资的补充。

这与全面就业一样，必须把受惠者的范围加以限制。

因而旨在阻断人口和劳动力资源在城乡之间自由流动的户籍制度便进而形成。

一般来讲，在经济结构转变过程中，有几个因素会影响产值结构和就业结构两个转换之间的对称性，或者说会造成就业结构转换滞后于产值结构的转换。

第一个因素是人口增长超常迅速，从而劳动力增长速度过快，以致工业吸收的就业量怎么也无法赶上劳动力供给量。

第二个因素是工业增长中使用过多的资金，使用较少的劳动力。

发展工业在利用资源方面，本是可以有不同选择的。

也就是说，通过选择不同的产业重点，选择不同的技术类型，甚至通过不同的产业布局，分别可以发展劳动力相对密集型的工业，或者资金相对密集型的工业。

前者意味着一定量的工业产值，可以由较少的资金投入和较多的劳动力投入来取得。

重工业优先发展战略，就是一种花费更多的资金，而吸收较少的劳动力的工业化战略。

第三个因素是阻止劳动力就业的制度障碍。

这种制度障碍可能是直接的，也可能通过某种间接的途径发挥作用。

说到直接设置阻碍劳动力就业的制度安排，把城乡人口分布和劳动力配置相分隔的户籍管理体制就是一例。

二、劳动使用模式与结构变化

80年代以前中国经济增长模式，比较典型地遵循了上述模型，中国经济增长率主要受到扭曲的产业结构、激励不足和技术效率低下压抑。

至于形成的劳动力使用模式和就业结构，一方面产业结构资金密集程度高，抑制了工业化过程中劳动力的吸收；另一方面，人民公社体制把劳动力牢牢地限制在农业特别是种植业上面，随着农业装备水平的提高而富余出来的劳动力，不能随便地转移到工业部门和商业、服务业部门。

其结果是，经过几十年的发展，中国的工业产值比重大大提高，而农业劳动力比重仍然很高。

经济增长因素可以分为常规要素和制度因素。

本文仅从二元经济结构及其相应的就业结构进行考察。

首先我们根据世界银行的收入分组，来看中国在改革开放之初所处的发展阶段，以及结构演进水平。

按照世界银行的统计，1982年中国的人均国民生产总值为310美元，尽管位于低收入经济这个组别，但高于不包括中国和印度在内的低收入经济平均水平，高出的幅度达1/4。

然而，从农村人口占总人口的比重这个与城市化水平相关的指标来看，中国的水平与低收入经济平均水平大致相同。

从农业就业人口占全部经济活动人口的比重来看，中国比低收入经济的平均水平略低一些。

尽管统计口径不尽相同，某些数字并不一定可靠，但有一点是有把握的，即从人口的城市化和非农化水平来看，中国并不比低收入经济的平均水平有明显的优势（表1）。

表1农业就业与农村人口比较

地区人均GNP农村人口比重农业就业比重※

中国3107969

低收入经济2508073

下中等收入经济8406656

中等收入经济15205446

上中等收入经济24903730

高收入经济11070226

※1980年数字。

资料来源：

TheWorldBank,WorldDevelopmentReport1984,NewYork,OxfordUniversityPress,1984

其次，我们考察一下80年代初，中国三个产业的产值份额分布状况。

与低收入经济组比较，中国的农业产值份额较低，比低收入经济平均水平低7个百分点。

而工业产值份额则异乎寻常地高，甚至高于中等收入国家和发达国家的水平。

但是，服务业的产值份额又一次处于最低水平。

在国内生产总值结构变化过程中，农业份额的下降和工业份额的提高，反映了中国过去几十年倾全力以兴工业的成绩。

而服务业份额的偏低，恰恰是城市化水平低的后果。

服务业实际上是指所谓的第三产业，通常与城市化、商业化水平密切相关。

如前表所反映的，80年代初中国城市化水平较低，同时又偏重于重工业的发展，以致第三产业极其不发达。

表2国内生产总值的产业分布

地区农业工业服务业

中国374122

低收入经济441640

下中等收入经济233542

中等收入经济153847

上中等收入经济114148

市场经济工业国33661

资料来源：

TheWorldBank,WorldDevelopmentReport1984,NewYork,OxfordUniversityPress,1984

最后，我们把经济结构变化中的产值转换与就业转换结合起来考察，以获得两者之间关系的信息。

从农业劳动力比重来看，将世界银行统计的126个国家由低往高排，中国居第93位，处于落后地位。

而从工业产值比重来看，将世界银行统计的126个国家由高往低排，中国居第15位，处于很高的水平。

经济结构变化滞后于经济总量的增长，就业结构转换滞后于产值结构转换，是阻碍劳动力迁移的制度三套车遗留下的遗产。

结构变化是经济发展的重要主题，这个主题未能展开，也就意味着一种历史负债。

根据刘易斯，城市现代部门的工资是由劳动的边际生产力决定的，比农村传统部门由劳动的平均生产力决定的工资水平要高，则农村劳动力向城市迁移，既可以减少农村的劳动力供给，增加维持生计农民的收入，又可以压低现代部门的工资水平，降低城市工业发展的成本。

一旦这个过程不断进行，则最终会消除二元结构的对立，整个经济成为一个一体化的过程。

实际上，刘易斯设想的"劳动力无限供给条件下的经济发展"，就是这样的一个城市部门不断以低廉的价格吸收农村劳动力，从而扩大工业化积累的过程。

然而，如果存在着前面列举出的若干种阻止劳动力就业的制度障碍，劳动力的转移就不能以一个均衡的过程实现。

只要这些制度障碍所起到的排斥就业的效果，足以造成两个部门的运转机制不能一体化，就存在着二元结构。

中国的传统发展战略，以及相应的制度安排所造成的历史负债，就是形成了一个相对发达的工业经济与极度落后的农村经济并存的二元结构。

这个二元结构的含义是，占全国劳动力较大比重的农村劳动力，仅创造全部国民收入的一个较小的比重；而较小比重的城市劳动力，却创造了较大的一个国民收入份额。

根据这个概念，我们计算了若干年份的一个反映二元结构状况的指标－－结构反差指数，实际上即是观察第一产业、第二产业和第三产业的就业份额和产值份额之间的不对称程度。

从定义可知，该指数值越大，表示二元结构的反差程度越高。

从1952－1980年期间的这个指标来看，经济改革开始之前，二元结构反差不仅没有随着人均国民收入水平的提高而缩小，反而是扩大的趋势。

直到改革开始以后，这个指数才开始降低。

这个巨大的结构反差，含义是农村大量劳动力就业既不充分，收入水平更得不到提高。

1978年，农村居民家庭人均纯收入仅为城镇居民家庭人均生活费收入的42％，全国农村有大约亿人口处于极度贫困状态。

对于80年代中期以后发生的大规模劳动力流动，这些事实就是一种巨大的势能积累。

表3改革以前的二元结构反差

19521957196219651970197519781980

人均国民收入104142139194235273315376

结构反差指数

资料来源：

国家统计局《中国统计年鉴?

1994》

始于70年代末，至今仍在进行中的经济改革，作用在于不断地解除一系列经济增长的制约，提供了增长以及向发达经济靠近的机会。

因此，中国经济增长的特点是其后发性，即在中国经济增长的总量规模、技术水平、结构状况等方面与发达国家存在着差距；同时，由于在城市化水平、产业结构特别是就业结构上面存在着非典型化特征，价格扭曲程度的彻底矫正需要假以时日，以及地区之间存在的巨大差别，给予中国经济增长很大的"趋同"空间。

所以，改革以来中国经济的高速增长，主要来自于两个源泉，一是激励制度变革带来的技术效率的提高，一是由于矫正扭曲产业结构带来的资源配置效率的提高。

两者都因起始点与常态增长模式之间的差距，可以获得"趋同效应"，即不是从技术创新前沿上起步的，而是一种"趋同"类型的新古典经济增长（Barro，1997）。

从上述两个方面的制度解除以及两种经济增长源泉出发，对于解释中国经济增长我们可以有两个判断。

第一，经济改革一旦发生，中国经济作为整体必然经历一个高速增长的过程。

而且，改革越是成功，增长速度越快。

过去20年的增长经验无疑证明了这个判断。

第二，假设没有其他因素干扰的情况下，越是起点水平低的地区，经济增长速度越是应该快。

而在起点水平相同的情况下，改革走在前面的地区增长速度较快。

这个判断分别为东部地区内部各省改革以来的趋同性，以及东部、中部和西部地区之间的差异性所证实（林毅夫等，1998）。

在市场取向改革中成长起来的非国有经济，从一开始，其就业与工资决定就是一种市场行为。

首先，其就业吸纳乃至产业选择都是从中国劳动力丰富的特点出发。

长期以来在农村滞留了大量的剩余劳动力，因改革以来转移障碍的减少，开始在城乡之间大规模流动。

面对这种供给状况，市场化的就业决定本身就具有创造就业的功能。

其次，这些部门是在计划控制之外得到发展的，无须履行吸纳超出需求的劳动力的责任。

而且，除了市场水平的工资以外，这类部门大多不额外承担职工其他福利保障。

因而没有收入分享机制，工资水平完全根据特定行业的企业对于劳动力的需求，以及符合需要的劳动力的市场供给决定。

又由于这些部门管理体制中责任、权利和利益明确，管理人员有对于特定人力资本进行辨别、度量和监督的激励，因而人力资本对于生产效率的贡献比较容易观察到，可以针对不同的生产率，对工人支付有所差别的报酬。

由于非国有经济对劳动力的需求，是通过劳动力市场依靠农村劳动力转移所解决的，总体上降低了这些部门发展的成本，使得其反而有能力根据自身的需求，用高工资吸引国有部门的高素质人才。

这给予国有企业足够大的压力和紧迫感，迫不得已在一定的限度内进行劳动工资制度的改革。

由于非国有经济发展，推动了劳动力市场的发育，也吸引了农业劳动力向非农产业，以及农村劳动力向城市转移。

同时，被扭曲的就业结构得以矫正本身，也对经济增长做出了贡献。

表4归纳了中国经济总规模的扩大与农业劳动力比重之间的关系，即农业作为初级产业，其劳动力比重随着经济发展水平的提高而下降。

表4三个产业产值比重和就业比重变化（现价亿元%）

195219781997

第一产业增加值

产值比重

就业比重

第二产业增加值

产值比重

就业比重

第三产业增加值

产值比重

就业比重

资料来源：

国家统计局《中国统计年鉴?

1998》，中国统计出版社，1998年，第55、56、128页三、劳动力、人力资本和就业转变对增长的贡献

在控制制度因素的条件下，在经济增长的常规要素中，增长对于不同生产要素的敏感程度也是不同的。

不仅在增长的起点水平上，而且迄今为止中国都具有劳动力丰富和资本相对稀缺的特征，因此增长速度对于资本积累的弹性应该更高，而劳动弹性较低。

在劳动要素中，质量的弹性应该高于数量的弹性。

然而，制度因素在很大程度上又影响到生产要素的作用特征。

例如，劳动力市场发育水平，在很大程度上影响到工资的性质和就业吸收状况，从而劳动要素在增长中的作用。

进一步，生产要素的秉赋状况或存量变化，以及影响生产要素利用的制度变化，都会对经济增长及其可持续性产生影响。

经济学家一般同意，中国经济改革以来，通过一系列制度变革，资源重新配置带动了产品和生产要素市场的发育，促进了非国有经济的发展，国内投资结构的改善和外资的引进，对外贸易的扩大等等，从而推动经济以前所未有的速度增长。

一些实证研究提供了有关的定量描述。

虽然由于数据的缺乏，大多数估计只能是非常粗略的。

采用不同的方法也会得出不尽相同的数量结果，但总的结论是相对一致的。

例如，有的学者把中国经济增长归结为劳动力流动、市场发育产生的效率、外贸和技术引进，以及国内投资和外资引进等四个方面的贡献，并估计其对年平均％的国内生产总值增长率分别作出％、％、％和％的贡献率（Francis,1997,）。

这四个方面大致可以涵盖迄今为止中国通过改革创造市场条件，让比较优势发挥作用所带来的增长效应。

又如世界银行（1998）估计，物质资本的增长可以解释中国国内生产总值的37%，劳动力数量增长和质量提高可以解释另外17%的经济增长，劳动力部门转移可以解释约16%的GDP增长，余下的经济增长是未被解释的。

我们选择刘遵义等人（1989）的实证模型来研究中国改革以来经济增长的因素贡献，其函数形式

式中，是省在年的实际产出，即实际的GDP值；是省在年物质资本存量；是省在年劳动力投入量；是省在年人力资本存量；代表不同的省份；代表年份。

假设各省的潜在生产技术相同，但潜在技术条件的利用程度和投入要素的质量及产出的质量均存在着差异，那么，我们可以通过建立标准生产函数的形式来对其进行分析。

假设标准生产函数的柯布-道格拉斯形式

假设各省的实际产出、资本、劳动力和人力资本随时间按照固定的速度变化，其转换的形式采取下列指数形式：

式中，均是常数。

经过数学变换之后，标准生产函数改写为下列表达式：

上式进一步简化为：

其中，

都是常数，但就各省而言，取值是不同的。

对上式两边进行一阶差分变换，从而得到可用于回归的函数形式：

国内生产总值、物质资本、劳动力的资料主要来源于《改革开放十七年的中国地区经济》，《中国统计年鉴》（1997-1998年）。

人口受教育水平资料则来源于1982年和1990年全国人口普查资料（见《中国统计年鉴》（1982年，1993年）），以及1995年、1996年和1997年人口抽样资料（见《中国人口统计年鉴》（1995-1997年））。

国内生产总值：

实际国内生产总值是用国内生产总值平减指数（1978==100）去除当年国内生产总值得到。

物质资本：

由于国家统计局没有对全社会固定资产原值或净值、固定资产折旧值、重置值加以统计，而对全社会固定资产投资的统计分省可查得资料是从1982年开始。

从可得到的统计数据比较看，按照支出法分解的分省GDP中含有资本形成总额，以及固定资产折旧额（1994-1997），由于资本形成总额与全社会固定资产投资的变动趋势基本一致，因此，我们采用了资本形成总额和固定资产折旧额来构造分省的物质资本存量。

具体方法是：

假定经过十年"文革"浩劫以后，1977年的分省物质资本存量为零，1978年的资本形成总额减除当年的折旧后作为初始值，以后逐年在扣除当年的折旧后累加形成当年的物质资本存量。

1978-1993年的折旧率等于1994-1997年固定资产折旧额除以当年国内生产总值的简单数学平均值。

为了保持资料的一致性，物质资本存量也采取了国内生产总值的平减指数（1978==100）来消除通货膨胀的影响。

由于山西、陕西、西藏三省（或自治区）的资本形成总额数据空缺，因此，在实证分析时没有包括此三省（或自治区）的数据。

劳动力：

劳动力指标采取了分省全社会从业人员的年底数。

人力资本：

广义上的人力资本包括劳动者的教育、健康卫生和营养水平等。

由于相应的资料获取困难，我们采用了分省6岁以上人口的受教育程度来代表各省的人力资本存量水平。

受教育程度用年份来表示，文盲为0年，小学为6年，初中为9年，高中为12年，中专为13年，大专为14年，大学为16年。

具体计算方法为：

人力资本存量=（小学*6+初中*9+高中*12+中专*13+大专*14+大学*16）/总人口。

由于1995年人口抽样数据存在着较大问题，我们利用了1996年到1997年人力资本存量变动趋势对其进行了修正。

利用对数差分模型，我们得到了下列回归结果：

（）（）（）（）

-

-式中，是实际国内生产总值的差分，是全社会从业人员的差分，是上年末物质资本存量的差分，是人力资本存量水平的差分。

括号中的数值为值，均达到显着水平。

由于采用了时间序列和截面资料，序列的方差较大，在一定程度上降低了方程的拟合优度，但为，仍较为满意。

根据回归估计结果，我们可以计算出劳动力、物质资本、人力资本和技术进步在1982-1997年对中国经济增长的贡献（见表5）。

在中国经济增长的四个主要源泉中，资本的贡献最大，劳动力、人力资本和未被解释部分（暂假设为全要素生产率）三者之间的贡献十分接近。

由于人力资本的弹性系数明显高出劳动力和物质资本的弹性系数。

因此，80年代以后，中国经济增长在依靠传统要素投入的同时，人力资本和生产率的作用也在不断加强。

尽管如此，80年代以来的经济增长中，传统要素投入的贡献仍然大于人力资本和生产率的贡献。

为了解析未被解释的增长贡献，我们尝试对增长因素做进一步的分解。

世界银行在假定规模不变的前提下，利用柯布-道格拉斯函数对中国经济增长的因素进行了分解（WorldBank,1996）。

世界银行分析了劳动力在不同部门和不同所有制间的流动所带来的配置效应。

其基本公式

式中：

代表国内生产总值（GDP）；代表农业（A）、工业（I）、服务业（S）三大部门；代表国有（S）、集体（C）、其它（O）三种所有制；代表第部门的增加值；代表第部门增加值的相对价格；代表第部门全要素生产率（TFP）的水平；代表第部门的资本存量；代表第部门的就业数量。

对上进行一阶导数变换以后，可以得到下列国内生产总值增长的分解表达式：

式中：

代表变量的增长率；代表加权平均的资本份额；代表第部门的增加值份额；代表第部门的资本份额；代表第部门的就业份额。

其计算劳动力在不同部门的配置效应公式为：

代表劳动力在农业部门的边际产品价值；代表劳动力在第部门的边际产品价值。

其计算劳动力在不同所有制间的配置效应公式为：

为了放松对规模报酬不变的假定，并引入人力资本因素使增长公式更加一般化，我们在不考虑劳动力在不同所有制间配置的情况下设定增长公式

对上式进行一阶导数后得到下列GDP增长率分解公式：

相应地，我们得到了劳动力在不同部门配置的效应计算公式：

用于计算劳动力配置效应的指标主要是：

按照三大产业部门分解的国内生产总值，按照三大产业部门分解的就业人员，这两部分的资料来源同第一部分。

根据第一部分的回归结果，由于，因此，我们得到的回归方程是规模递增函数。

其中，劳动力的弹性系数为。

由于按照部门分解的物质资本存量和人力资本存量数据没有相应的统计指标，我们难以得到分部门的劳动力的弹性系数。

假定劳动力在三大产业部门的弹性系数相同，均为，利用上述公式可计算出1982-1997年劳动力的配置